AbstractObjectivesThe purpose of this study is to examine the associations among childcare teachers’ attachment history, motivation for selecting a job, and quality of interaction. Additionally, this study aims at identifying the moderating role of the childcare teachers’ motivation for job selection on the quality of interaction.
MethodsThe study recruited 802 childcare teachers in charge of infants aged 0-2 using a nationally representative quota sample method. Childcare teachers were requested to fill in questionnaires of their own attachment history, motivation for selecting their job, and interaction quality. Correlation analyses and hierarchical regression analyses were employed to test the relationships between the key variables of our interest, and the interactive effect of motivation for selecting a job.
ResultsOur main findings reported that childcare teachers’ active motivation and passive motivation played a moderating role in the effect of childcare teachers’ attachment history on the quality of interaction. Specifically, teachers who have more active motivation showed a higher quality of interaction than those who did not, and teachers who have more passive motivation demonstrated a low quality of interaction than those who did not.
Introduction여성의 사회진출이 점차 증가하면서 전통적으로 어머니의 역할로 여겨왔던 자녀의 양육을 사회가 일부 책임을 지는 공공의 역할이 주목받아왔다. 2013년부터는 0-5세 무상보육이 실시되면서 보육기관에 자녀를 맡기는 부모들이 많아졌고, 최근 공개된 보육통계에서는 국내 만 0-2세의 영아의 취원율이 60% 이상에 달하는 것으로 보고되었다(Ministry of Health and Welfare [MHW], 2019). 이는 많은 영아가 어린 시기부터 부모가 아닌 보육교사에 의한 대리 양육을 경험하고 있으며 보육 교사와 일상을 함께하는 시간이 증가하고 있다는 것을 보여준다. 또한 이는 보육교사의 업무적, 개인적, 심리적 특성도 어머니의 특성과 마찬가지로 영·유아의 성장에 영향을 미칠 수 있음을 나타낸다.
여러 연구에서 영아기에 경험하는 보육의 질은 이후 인지적 발달과 학업 성취에 영향을 미치고, 언어능력, 문제행동과도 관련이 있다는 것이 밝혀졌다(Belsky et al., 2007; NICHD Early Child Care Research Network [NICHD ECCRN], 2004; Vandell et al., 2010). 특히, 교사의 상호작용으로 보육기관의 질을 평정하였을 때, 교사의 질 높은 상호작용을 경험한 영아들이 그렇지 않은 영아들에 비해 3살이 되었을 때, 사회 · 정서와 인지 및 언어의 점수가 높았고(NICHD ECCRN, 2000, 2002; NICHD ECCRN & Duncan, 2003), 이는 15살이 될 때 까지 지속되는 것으로 나타났다(Vandell et al., 2010). 이처럼 교사의 상호작용 질은 보육기관의 질에 가장 결정적인 요인으로(Dunn, 1993; Finn & Pannozzo, 2004) 교사의 상호작용 질에 영향을 미칠 수 있는 요인들을 탐색하고 그 요인들을 개선하는 노력은 중요한 과제이다.
많은 시간을 영아들과 함께 보내는 영아반 보육교사는 교육적인 프로그램을 제공하는 시간 이외에 수면, 식사, 배변 지도와 같은 일상생활에서의 돌봄 시간이 늘어나면서 양육자로서 역할도 함께 요구받고 있다. 언어를 능숙하게 사용하기 이전 시기인 영아를 담당하는 양육자에게 중요한 상호작용 기술은 영아의 신호와 요구를 적절하게 해석하고 민감하게 반응하는 능력으로(J. Lee & Sung, 2015), 주 양육자와 영아 간의 질 높은 상호작용은 이후 신체적, 사회 정서적 발달의 토대가 된다(Eshel, Daelmans, Mello, & Martines, 2006; Tronick, 1989). 본 연구에서 보육교사의 질 높은 상호작용이란 영아가 요구하는 바를 이해하고 민감하고 애정적으로 대하며, 영아가 새로운 경험을 할 수 있도록 격려하고 영아에게 비판적이거나 적대적이지 않은 것으로 정의하고 이를 살펴보았다(Arnett, 1989; Howes, Galinsky, & Kontos, 1998; Rentzou & Sakellariou, 2011).
또한 영아반 보육교사는 부모와 같이 돌봄과 양육의 역할을 수행한다. 즉, 부모의 양육행동에 영향을 미치는 심리적 특성들과 유사하게 교사의 직무수행과 관련이 있을 수 있다. 부모와 교사의 양육 행위와 관련이 있는 것으로 밝혀진 심리적인 특성에는 원부모와 형성한 애착을 꼽을 수 있다. 애착 이론에 의하면, 어린 시절에 경험하는 원부모와의 애착 경험은 내적작동모델을 형성하게 되고, 이는 타인과 상호작용하고 관계를 맺는 방식에 영향을 미치게 된다(Bowlby, 1988; Bretherton, Ridgeway, & Cassidy, 1990). 또한 내적작동모델은 사회적 관계의 원형으로 작용하여 이후 성인애착으로 이어지는 특성이 있고(Sroufe, Egeland, Carlson, & Collins, 2005), 어린 시절 형성한 애착 경험이 부모가 되었을 때 자녀의 양육 행동과도 큰 관련이 있다고 하였다(Cowan & Cowan, 2009).
타인에게 버림받거나 거절당하는 것에 대해 두려워하는 정도로 부모의 애착불안을 살펴본 H.-W. Kim과 Yoo (2017)의 연구에서는 애착불안이 높은 부모일수록 자녀에게 부정적인 양육행동을 하는 것으로 나타났다. 또한 어머니가 원부모와의 애착을 긍정적으로 지각할수록 민주적이고 긍정적인 양육 행동을 하는 것으로 밝혀졌다(K.-D. Lee, 2013; Won & Choi, 2015). 관계에 대한 친밀한 경험을 통해 보육교사의 성인애착을 살펴본 연구들에서도 교사의 애착이 안정적일수록 반응적인 상호작용을 하였고(K.-R. Lee & Moon, 2016), 훈육방식도 긍정적이었다(M. H. Kim & Park, 2013). 양육의 중요한 주체로서 영·유아 교사가 지각한 부모와의 아동기 경험, 성인애착, 교사-영·유아 상호작용 간의 구조적 관계를 탐색한 H. J. Sung (2019)의 연구에서는 교사의 아동기 경험이 성인애착에 영향을 미치고, 이는 교사의 상호작용으로 이어지는 것으로 나타났다.
이와 같이 선행연구들에서는 특정 유형의 애착의 정도를 평정하거나 관계에 대한 경험, 원부모와의 애착 지각 등을 통해 성인애착을 살펴보았다. 본 연구에서는 영아반 보육교사를 대상으로 ‘애착히스토리’를 어떻게 인식하는지 살펴보고자 한다. 애착히스토리란 어린 시절 경험한 부모, 친구 등과의 관계에 대한 총체적인 경험으로 정의한다(Pottharst & Kesler, 1990). 이와 유사하게 보육교사가 지각한 원부모와의 애착이 영아를 대하는 상호작용에 미치는 영향을 살펴본 J. Lee와 Lee (2016)의 연구에서 교사의 모에 대한 애착 지각이 교사-영아 상호작용 유형의 적극적인 활동 참여, 경험의 다양성, 반응적 태도와 강한 관련성 있는 것으로 나타났다. 또한 G.-Y. Lee와 Chae (2016)의 연구에서는 교사가 가족 간의 상호작용, 부모의 훈육 및 친구들과의 관계를 긍정적으로 인식할수록 유아와의 관계도 긍정적인 것으로 나타났다. 마찬가지로 교사가 원부모에게 받은 훈육을 부정적으로 인식한 경우 유아들의 관계를 덜 친밀하게 인식하는 것으로 나타나(Kesner, 2000) 교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 상호작용 질과도 관련이 있을 것으로 예상하였다.
교사의 애착 인식이 상호작용 질에 영향을 미치는 데 있어서 다른 심리적인 변인들의 역할도 밝혀지고 있다. 교사의 심리적 안정감이 애착히스토리와 유아와의 친밀한 관계를 매개하였고(G.-Y. Lee & Chae, 2016), 교사의 성인애착 유형이 상호작용 질에 영향을 미치는 데 있어서 공감능력(J.-Y. Lee, Jang, & Yoon, 2019)과 정서노동(J. Lee & Lee, 2016)이 매개적 역할을 하였다. 그러나 아직까지 교사가 인식한 부정적 애착히스토리가 부정적 상호작용으로 이어지는 데 있어서 이 영향을 상쇄해줄 수 있는 조절적인 변인을 탐색한 연구는 적다. 교사가 애착히스토리를 부정적으로 인식하더라도 영아들의 건강한 성장과 보육의 질을 좌우하는 교사의 상호작용의 질을 높일 수 있는 조절 변인들을 탐색하고 규명하는 것이 필요하다. 이에 본 연구에서는 교사의 애착히스토리와 상호작용 질의 관계를 조절할 수 있는 교사의 심리적 변인으로 교사의 직업선택 동기를 살펴보고자 한다.
동기란 행동의 방향을 제시하고 행동을 지속시키는 내적 상태로 의도적이고 목표지향적인 수행의 근원이다(Nam-Kung, 2011; Woolfolk, Hughes, & Walkup, 2012). 즉, 동기는 자신이 선택한 직무에 대한 행동의 방향과 지속기간 및 몰입 정도를 결정짓는 역동적 힘으로(Latham & Pinder, 2005) 교사가 어떠한 동기를 가지고 교사의 직업을 선택하였는지는 교사가 현장에서 근무하는 역할 수행에 지속적으로 영향을 미친다(Mustafa & Othman, 2010; J.-E. Oh, Suh, & Yi, 2016). 다시 말해, 교사의 직업선택 동기는 직무를 수행하는 교사의 사명감과 태도 및 가치의 차이를 가져오고, 이러한 차이는 영·유아들과 보육하는 교사들의 전반적인 수행능력에도 영향을 미치는 중요한 요인이다(Inayatullah & Jehangir, 2012; Ofoegbu, 2004).
교사직을 선택하는 동기에는 다양한 관점이 있으나 Huberman, Grounauer와 Marti (1993)는 여러 관점을 종합하여 세 가지 동기로 분류하였다. 자신의 적성과 흥미, 가치관을 고려하여 교사직을 선택한 능동적 동기, 교사라는 직업을 경제적으로 안정적이고 신분보장이 가능한지를 기준으로 선택한 물질적 동기, 마지막으로 자신의 의지가 아닌 주위의 권유나 다른 직업과 비교했을 때 더 나은 직업을 구하지 못해 선택하게 된 수동적 동기로 구분하였다(Y. Choi & Kim, 2019; Nam-Kung, 2011). 교사라는 직업을 능동적인 동기를 가지고 선택한 경우, 교사가 현장에서 직무를 수행하는 능력이 높았고(H. J. Lee, 2017; S. J. Oh & Jang, 2011), 교육에 더욱 헌신하는 것으로 나타났다(B. Choi & Hong, 2013; Seo & Lee, 2017). 또한 자아실현을 위해 직업을 선택한 보육교사가 기관의 적응을 잘하였고(Y. Choi & Kim, 2019), 역할 수행력도 높은 것으로 나타났다(Park & Moon, 2017). 이를 통해 영아반 보육교사가 직업을 선택한 능동적 동기는 교사의 역할 수행의 중요한 측면인 교사의 상호작용 질과도 정적인 관련이 있을 것으로 가정하였다.
반면 교사가 경제적인 이유로 직업을 선택한 경우, 보상을 획득하기 위한 수단으로 직무를 수행하기 때문에 긍정적인 직무 태도를 기대하기는 어렵다고 하였다(Deci, Vallerand, Pelletier, & Ryan, 1991). 선행 연구에서도 경제적 안정성의 이유로 교사를 선택한 경우 직무능력이 더 낮았으며(S. J. Oh & Jang, 2011), 중등교사를 대상으로 실시한 Jo와 Yang (1998)의 연구에서는 교사의 물질적 동기가 교사의 생활지도, 학급경영, 교육 연구 능력을 부적으로 예측하였다. 그러나 일부 연구들에서는 물질적 동기도 자발적인 선택의 결과이기 때문에 교사의 업무수행과 관련이 있다고 하였다. 이는 교사의 물질적 동기가 높은 경우 기관 적응을 잘하고(Y. Choi & Kim, 2019), 직무수행이 높았으며(Park & Moon, 2017), 교직 헌신과도 정적 상관이 나타났다는 결과(J. Y. Choi, 2006; Kang, Park, & Lee, 2019)로 알 수 있다. 이처럼 물질적 동기와 교사의 직무와 관련된 변인 간의 관계의 방향이 상반된 것으로 나타나 본 연구에서는 영아반 보육교사의 물질적 동기와 교사의 직무능력의 한 측면으로서 상호작용 질과 어떻게 연관되어 있는지 살펴보고자 한다.
또한 보육교사가 주변의 권유나 다른 직업의 취업이 어려워 불가피하게 교사를 선택한 경우 업무에 몰입하지 못하고 내재적 즐거움을 경험하지 못하여 수행능력이 떨어지게 된다(Cho & Yang, 2007). 선행연구에서 교사의 수동적 동기는 교사의 직업적응과 유의한 관계가 없었고(Y. Choi & Kim, 2019), 수동적 동기와 유사한 개념으로 타인의 권유나 의도치 않게 교사를 선택한 우발적 동기는 역할 수행의 하위요인인 보육 및 기본생활지도, 관련 역할 수행과 부적 상관이 나타났다(Park & Moon, 2017). S. J. Oh와 Jang (2011)의 연구에서도 우발적 동기와 직무능력, 학습 지도 능력의 부적 상관이 나타나 본 연구에서도 영아반 보육교사의 수동적 동기는 교사의 상호작용 질과 부적 관련이 있을 것으로 예상하였다.
더 나아가, 교사가 인식한 애착히스토리가 부정적이더라도 교사를 선택한 동기가 능동적이면 자신의 역량을 더욱 잘 수행하므로(H. J. Lee, 2017; S. J. Oh & Jang, 2011; Ryan & Deci, 2000) 애착히스토리의 부정적인 영향을 상쇄하여 영아와 긍정적인 상호작용을 보일 수 있다. 반대로 교사의 직업선택이 능동적이지 않고 타인의 권유로 교사직을 선택한 경우 교사로서 잘 해야한다는 노력이 부족해지고 전반적인 수행능력이 떨어져(Cho & Yang, 2007; S. J. Oh & Jang, 2011; Park & Moon, 2017) 어린 시절 경험한 애착에 대한 부정적 인식의 영향이 그대로 교사의 낮은 수준의 상호작용으로 이어질 수 있을 것이다. 즉, 영아반 보육교사의 애착히스토리가 교사 업무 수행능력의 중요한 측면인 상호작용 질에 미치는 영향은 교사가 직업에 대해 어떠한 동기(능동적 동기, 물질적 동기, 수동적 동기)를 가졌는지에 따라 달라질 것으로 보았다.
지금까지 보육교사의 성인애착이 교사의 상호작용이나 영·유아와의 관계에 미치는 영향에 있어서 교사의 역량에 중요한 역할을 담당하는 교사의 구체적인 직업선택 동기의 역할은 살펴보지 못하였다. 따라서 본 연구에서는 영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 교사의 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 직업선택 동기의 조절역할을 밝히고자 한다. 이를 통해 영아반 보육교사가 현장에서 역량을 발휘하고 교사를 채용함에 있어서 직업선택 동기의 중요성을 알리고, 보육교사의 사전교육 및 현직교육에서 교사의 상호작용 질을 높이기 위해 고려해야 할 교육 내용에 정보를 제공하고자 한다. 이에 따른 연구문제와 연구모형은 다음과 같다.
Methods연구대상본 연구는 전국의 어린이집에 근무하는 영아반 보육교사 821명을 대상으로 하였다. 연구대상은 보육통계(MHW, 2018)에서 조사된 어린이집에 근무하는 영아반(만 0-2세반 담당) 교사 175,448명을 대상으로 각 지역(서울, 경기, 인천, 충북, 충남, 세종, 대전, 강원, 경북, 경남, 전북, 전남, 광주, 대구, 부산, 울산, 제주)에 근무하는 영아반 보육교사의 수에 비례하여 표집해야 할 교사의 수를 계획하였다. 또한 계획된 각 지역의 교사 수는 기관의 유형(국공립, 사회복지법인, 법인· 단체, 사립, 가정, 직장)의 수의 비율로 다시 나누어 지역과 기관의 유형에 비례한 비례할당표집을 실시하였다. 총 수집된 821부의 설문지 중, 불성실하게 응답한 19부의 설문지를 제외하고 총 802부가 분석에 사용되었다.
802명의 영아반 담당 보육교사는 모두 여성이었으며, 보육교사 중 592명(73.8%)이 기혼으로 나타났다. 보육교사의 연령은 46세∼50세의 교사가 184명(22.9%)로 가장 많았고, 다음으로는 41세∼45세 교사 176명(21.9%), 36세∼40세 교사 122명(15.2%), 31세∼35세 교사 88명(11.0%), 26세∼30세 교사 76명(9.5%), 20세∼25세 교사 66명(8.2%), 51세∼55세 교사 52명(6.5%), 56세∼60세 교사 13명(1.6%) 순으로 나타났다. 학력의 경우, 2-3년제 대학교를 졸업한 보육교사가 339명(42.3%)으로 가장 많았고, 다음으로는 4년제 대학교를 졸업한 교사 225명(28.1%), 보육교사교육원 출신 교사 114명(14.2%), 학점은행제를 졸업한 교사 46명(5.7%), 대학원 졸업 이상인 교사 39명(4.9%), 4년제 사이버대학교를 졸업한 교사 23명(2.9%), 3년제 사이버대학교를 졸업한 교사 4명(0.5%) 순으로 조사되었다. 학력에 대한 정보를 바탕으로 보육교사 자격증의 취득경로를 보육교사교육원, 학점은행제, 사이버대학교와 대학/대학원으로 구분하였다(Suh, Park, & Suh, 2014). 보육교사 교육원을 통하여 자격증을 취득한 교사는 114명(14.2%), 학점은행제는 46명(5.7%), 사이버대학교와 대학/대학원을 통해 자격증을 취득한 교사는 630명(78.6%)이었다. 연구대상인 보육교사의 인구학적 배경과 근무하는 지역 및 어린이집 유형은 Table 1과 같다.
연구도구교사가 인식한 애착히스토리교사의 애착히스토리는Pottharst와 Kesler (1990)가 개발한 Attachment History Questionnaire (AHQ)를 본 연구자가 번안 및 수정하고, 아동학 전공 교수가 내용 타당도를 검토한 후 사용하였다. 본 도구는 원부모에게 받은 양육의 경험에 대한 주관식 질문들과 ‘가족 상호작용’, ‘부모의 훈육’, ‘친구와 지지체계’의 하위요인을 평정하는 57개의 문항으로 구성되어 있다. 가족 상호작용은 “얼마나 자주 어머니에게 사랑을 받거나 보살핌을 받았나요?” 등의 25문항이 포함되어 있으며, 부모의 훈육은 “부모님은 선생님에게 소리를 지르거나 고함을 치거나 욕을 하셨나요?” 등의 17개 문항으로 구성되어 있다. 마지막으로 친구와 지지체계는 “곤경에 처하거나 어려움이 있을 때 친구들은 선생님을 도와주나요?”를 포함한 객관식 12문항과 “친한 친구들이 얼마나 많나요?” 등의 주관식 3문항으로 이루어져 있다.
그러나 애착히스토리 도구의 확인적 요인분석을 통해, 요인부하량이 .30이하인 문항에 해당하는 가족 상호작용의 3문항과 친구와 지지체계의 3문항을 삭제하였다. 가족 상호작용에서 삭제된 문항들은 “부모님 중 어느 한 분이라도 자살하겠다고 위협한 적이 있나요?”, “부모님 중 어느 한 분이라도 실제로 자살을 시도한 적이 있나요?”, “지금 또는 과거에 부모님의 안전에 어떤 식으로든 책임이 있다고 느낀 적이 있나요?”의 문항으로 문항의 내용이 극단적인 내용을 포함하여 가족의 일반적인 상호작용을 표현하기에 부적절한 것으로 판단하였다. 또한 친구와 지지체계에서는 하위요인과의 상관이 낮으며 교사의 지지체계에 대한 경험을 명확하게 서술하지 않은 문장으로 판단된 “얼마나 자주 혼자 있는 것이 편하다고 느끼나요?”, “다른 사람들이 선생님을 위해 일을 하게 하는 것이 얼마나 편한가요?”의 2문항을 삭제하였다. 추가적으로 하위요인과 유의한 상관이 나타나지 않은 “선생님 혹은 선생님의 친구들이 논쟁하거나 싸울 때, 얼마나 자주 그것이 선생님의 잘못이라고 느끼나요?”의 문항을 포함하여 총 3문항을 삭제하였다.
객관식 문항들은 Likert식 7점 척도를 사용하여 전혀 그렇지 않았다의 1점에서 항상 그랬다의 7점으로 평정하였으며, 부정적인 의미를 포함하고 있는 문항들은 역코딩하였다. 본 연구에서는 주관식 문항과 삭제된 문항들을 제외하여 가족 상호작용 22문항, 부모의 훈육 17문항, 친구와 지지체계 9문항으로 총 48개의 객관식 문항들의 총점을 분석에 사용하였다. 애착히스토리 총점의 범위는 137점에서 324점으로 나타났다. 애착히스토리의 총점이 높을수록 교사가 어린 시절 부모, 친구 등과 형성한 관계에 대한 경험을 긍정적으로 인식한다는 것을 의미한다. 각 하위요인의 신뢰도는 가족 상호작용이 .82, 부모의 훈육이 .93, 친구와 지지체계는 .72이며 애착히스토리 전체 신뢰도(Cronbach’s α)는 .91로 확인되었다.
교사의 직업선택 동기교사의 직업선택 동기는 Huberman 등(1993)이 제시한 교직선택 동기 분류기준을 참고하여 제작된 Nam-Kung (2011)의 유아교사 교직선택동기 도구에서 유아교사를 보육교사로 유아를 영아로 명칭을 수정하여 사용하였다. 본 도구는 보육교사의 직업을 선택하게 된 동기를 측정하며, 3개의 하위요인 ‘능동적 동기’, ‘물질적 동기’, ‘수동적 동기’로 구성되어 있다. 능동적 동기는 교사의 적성과 흥미, 자신의 가치관을 고려하여 보육교사의 직업을 선택하였는지를 평정하며 5문항으로 구성되어 있다. 물질적 동기는 보육교사의 직업이 경제적으로 여유를 보장하고, 안정적이며 신분보장의 여부가 가능한지를 기준으로 직업을 선택한 경우로 5문항으로 구성되어 있다. 마지막으로 수동적 동기는 교사 자신의 의지가 아닌 타인이 권유하거나 상황적인 여건에 의해 교사직을 선택하게 된 경우로 5문항으로 측정한다. 총 15개 문항으로 5점 리커트 척도로 평정하며, 하위요인별 총점을 분석에 사용하였다. 하위요인 별 총점이 높을수록, 각각의 동기가 높은 것을 의미한다. 전체 문항의 신뢰도는 .70으로 나타났으며, 각 하위요인의 신뢰도는 능동적 동기가 .81. 물질적 동기가 67. 수동적 동기가 .64이었다.
교사의 상호작용 질교사-영아의 상호작용 질은 Arnett (1989)이 개발하고 Colwell, Gorden, Fujimoto, Kaestner와 Koreman (2013)이 보육기관에서 타당화한 Caregiver Interaction Scale (CIS)를 번안하고 아동학 전공 교수가 내용 타당도를 검토한 후, 교사의 자기보고식 설문지로 사용하였다. 4점 Likert 척도를 사용하여 1점(전혀 그렇지 않다)에서 4점(매우 그렇다)으로 교사가 평정하였다. 본래 상호작용 질 척도는 민감성(10문항), 엄격함(9문항), 무관심(4문항), 허용(3문항)의 총 26문항과 4개의 하위요인으로 개발되었다. 그러나 이후 연구들에서는 교사의 긍정적인 상호작용을 설명하는 하나의 일반요인(general factor)과 일반요인이 설명하지 못하는 집단요인(group factor)으로 이루어진 쌍요인(bifactor) 모형이 더 적합한 것으로 밝혀졌다(Colwell et al, 2013; Hindman, Pendergast, & Gooze, 2016). 또한 쌍요인 모형은 일반요인이 전체 척도 점수의 분산을 가장 많이 설명하기 때문에 하위요인들의 점수를 적용하기보다는 총점을 사용하여 분석하는 것이 더욱 적절하다고 하였다(Shin & Lee, 2017; Thege, Kovács, & Balog, 2014). 본 연구에서도 부정적으로 서술된 14문항들을 역코딩하고 26문항의 총점을 산출하여 교사의 상호작용 질 점수로 사용하였다. 총점의 범위는 14점에서 95점으로 나타났다. 총점이 높을수록 영아에게 관심을 갖고 애정적으로 상호작용하며 영아에게 비판적이거나 적대적이지 않은 교사에 해당한다. 교사의 상호작용 질의 전체 신뢰도(Cronbach’s α)는 .76으로 나타났다.
연구절차본 연구는 저자가 소속된 대학의 기관생명윤리위원회(IRB)의 승인을 받아 실시되었다. 지역별로 할당된 교사를 표집하기 위하여 해당 도에서 어린이집이 많이 분포된 지역으로 직접 찾아가 참여협조를 구하였고 동의서와 설문지를 배부하였다. 기관장의 참여협조를 구할 수 있는 지역은 우편을 이용하여 동의서와 설문지를 기관으로 전달하였다. 연구 참여에 동의한 영아반 담당 보육교사 총 821명이 연구대상이었으며 연구 참여에 동의한 교사들은 설문지를 작성한 후 우편으로 보내주거나 연구자가 직접 기관에 방문하여 동의서와 설문지를 회수하였다.
설문지를 회수한 후, 기존에 유아교사나 보육교사를 대상으로 사용된 애착히스토리 도구와 교사의 직업선택 동기의 경우 영아반 보육교사를 대상으로 적용하는 것이 타당한지 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 먼저, 세 개의 하위요인(가족 상호작용, 부모의 훈육, 친구와 지지체계)으로 구성된 애착히스토리 도구의 확인적 요인분석을 실시하였다. 각각의 문항들이 요인을 적절하게 설명하는지 살펴보기 위하여 요인부하량이 .30 이하인 문항들이 있는지 검토하였다. 요인부하량의 기준은 요인을 해석하기에 적절한 최소한의 수준이 .30∼.40 이상이라는 통상적인 기준과 표본이 350명 이상일 때 .05의 유의수준에서 유의한 요인부하량 기준을 .30으로 설정하는 것이 적절하다는 기준을(Hair, Black, Babin, & Anderson, 2009) 참고하여 연구대상이 800명 이상인 본 연구에서도 요인부하량을 .30으로 설정하여 검토하였다. 요인부하량이 .30 이하의 요인들을 확인하고 문항들의 내용 검토를 통해 가족 상호작용에서 3문항, 친구와 지지체계에서 3문항을 삭제하였다. 문항들의 삭제 후, 측정 오차 간의 공분산 설정을 통한 애착히스토리의 최종 적합도는 χ2 = 3100.786, df = 1035, p = .000 TLI = .891, CFI = .900, RMSEA = .050로 Hu와 Bentley (1999)의 기준에서 양호한 것으로 확인되었다.
교사의 직업선택 동기도 영아반 보육교사에게 적용하여 사용한 것이 타당한지 검토하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 위와 같이 요인부하량 .30을 기준으로 문항들이 요인을 잘 설명하는지 검토한 결과 .30 이하의 요인부하량을 갖는 문항들은 없었으며 측정 오차 간 공분산 설정을 통한 최종 적합도 지수는 χ2 = 545.057, df = 81, p = .000 TLI = .820, CFI = .861, RMSEA = .085로 Hu와 Bentley (1999)의 기준에서 양호한 것으로 나타나 타당도를 입증하였다. 애착히스토리와 직업선택 동기의 확인적 요인분석 결과 모두에서 카이제곱값에 대한p값이 .000으로 유의하였지만 표본의 크기가 큰 경우에는 통계적으로 유의하지 않더라도 표본의 크기 때문에 나타난 차이로 해석하고(Kline, 2005; Yu, 2012) 모델이 적합하다고 판단하였다.
자료분석본 연구는 SPSS 18.0 (SPSS Inc., Chicago, IL) 통계 프로그램을 이용하여 분석하였다. 영아반 보육교사의 인구· 사회학적 배경과 연구 변인들의 평균과 표준편차를 살펴보기 위하여 기술통계를 실시하였다. 또한 측정 도구의 신뢰도를 검토하기 위해 Cronbach α값을 산출하였고, 타당도를 검증하기 위하여 AMOS 18.0 (IBM Co., Armonk, NY)프로그램을 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리, 직업선택 동기, 상호작용 질 간의 상관관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계 분석을 하였다. 마지막으로 영아반 보육교사의 직업선택 동기가 교사가 인식한 애착히스토리와 상호작용 질의 관계를 조절하는지 살펴보기 위해 평균 중심화를 실시하고 상호작용 항을 구성하여 위계적 회귀분석을 하였다.
Results영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리와 직업선택 동기 및 상호작용 질 간의 관계영아반 보육교사의 배경변인(연령, 학력, 보육교사 자격증의 취득경로)은 교사의 직업선택 동기, 상호작용 질과 관련이 있는 변인으로 보고된 바 있어(J. S. Choi, 2017; de Schipper, Riksen-Walraven, & Geurts, 2007; Im & Chung, 2016) 본 연구의 분석에 앞서 주요변인들과 사전 상관분석 및 차이분석을 실시하였다. 연령과 학력의 상관분석 결과는 Table 2에 제시되어 있으며, 자격증 취득경로에 따른 직업선택 동기와 상호작용 질의 차이검증을 하였다. 교사의 자격증 취득경로(보육교사교육원, 학점은행제, 사이버대학교와 대학/대학원)에 따른 교사의 능동적 동기(F(2, 787) = 1.381, p = .252), 물질적 동기 (F(2, 787) = 1.256, p = .285), 수동적 동기(F(2, 787) = .434, p = .648), 상호작용 질(F(2, 787) = 1.753, p = .174)의 유의미한 차이는 없었다. 배경변인 모두 연구의 주요변인들과 유의미한 결과가 나타나지 않아 추후 분석에서 제외시켰다. 교사의 연령과 학력, 교사가 인식한 애착히스토리, 직업선택 동기(능동적 동기, 물질적 동기, 수동적 동기) 및 상호작용 질 변인의 기술통계 결과와 변인 간 상관계수 결과는 Table 2와 같다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리와 직업선택 동기(능동적 동기, 물질적 동기, 수동적 동기) 및 상호작용 질의 일반적 경향을 먼저 살펴보면 교사의 애착히스토리의 평균은 5.72로 나타났다. 교사의 직업선택 동기의 하위요인별로 살펴보면, 능동적 동기의 평균은 3.61로 나타났으며, 물질적 동기는 2.79, 수동적 동기는 2.37로 나타나 능동적 동기의 평균이 가장 높은 것을 확인하였다. 마지막으로 교사의 상호작용 질 평균은 3.44로 나타났다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 상호작용 질과 유의한 정적 상관관계가 나타났다(r = .25, p < .01). 이는 교사가 인식한 애착히스토리가 긍정적일수록 교사의 상호작용 질도 높다는 것을 확인하는 결과이다. 또한 교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 능동적 동기와 유의한 정적 상관관계가 나타났고(r = .13, p < .01), 수동적 동기와 부적 상관관계를 갖는 것으로 확인되었다(r = -.18, p < .01). 이는 교사가 인식한 애착히스토리가 긍정적일수록 능동적인 이유로 교사의 직업을 선택하며, 수동적인 이유로 교사의 직업선택을 덜 하는 것을 의미한다. 교사가 직업을 선택한 동기 중, 능동적 동기는 교사의 상호작용 질과 유의한 정적 상관이 나타났고(r = .24, p < .01), 수동적 동기와는 유의한 부적 상관관계를 갖는 것으로 확인되었다(r = -.21, p < .01). 교사의 물질적 동기는 교사의 상호작용 질과 유의한 관계가 나타나지 않았다. 즉, 교사가 능동적인 이유로 직업을 선택하고, 수동적인 이유로 교사라는 직업을 덜 선택할수록 교사의 상호작용 질이 높은 것을 알 수 있다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 능동적 동기와 유의한 정적 상관을 갖는 것으로 나타났고(r = .13, p < .01), 교사의 수동적 동기와는 유의한 부적 상관을 갖는 것으로 확인되었다(r = -.16, p < .01). 교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 물질적 동기와는 유의한 관계가 나타나지 않았다. 이는 영아반 보육교사가 애착히스토리를 긍정적으로 인식할수록 직업선택에 있어서 더욱 능동적인 동기를 갖고, 수동적인 동기는 덜 갖는 것을 의미한다.
마지막으로 교사의 직업선택 동기의 하위요인들 간에도 유의한 상관관계가 나타났고(r = -.28∼.48, p < .01), 교사의 나이와 학력과 유의한 상관관계를 나타내는 변인은 없는 것으로 확인되었다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 직업선택 동기의 조절효과영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 직업선택 동기가 조절역할을 하는지 살펴보기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 앞선 상관관계 분석에서 교사의 나이나 학력은 연구 변인들과의 관련이 없는 것으로 나타나 통제변수로 투입하지 않았다. 교사의 직업선택 동기의 역할을 구체적으로 살펴보기 위하여 직업선택 동기의 하위요인별로 분석을 하였고, 유의한 결과가 나타난 교사의 능동적 동기와 수동적 동기 중심으로 결과를 기술하였다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 능동적 동기의 조절효과회귀분석 실시에 앞서 변인들의 중심화(centering)를 하였고, 변인 간의 다중공선성의 가능성을 검토하였다. VIF 지수가 1.002∼1.020의 분포로 나타나 독립변인 간 다중공선성의 위험은 배제되었다. Durbin-Watson 지수를 이용하여 자기상관을 검정한 결과 1.898으로 자기상관 없이 독립적인 것으로 나타나 조절회귀분석을 실시하였다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 능동적 동기가 조절역할을 하는 것으로 나타났다. Table 3과 같이 1단계에 독립변인인 애착히스토리를 투입하였고, 교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 상호작용 질을 유의하게 설명하는 것으로 나타났다(β =.25, p < .001). 2단계에 조절변수인 교사의 능동적 동기를 추가로 투입하였다. 교사의 능동적 동기는 교사의 상호작용 질을 유의하게 예측하였고(β = .21, p < .001), 능동적 동기를 추가로 투입한 2단계 모형의 설명력은 4%가 유의하게 증가하였다. 3단계에서는 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 능동적 동기의 상호작용 변인을 추가로 투입하여 교사의 상호작용 질에 유의한 영향을 미치는지 살펴보았다. 교사가 인식한 애착히스토리와 능동적 동기의 상호작용 효과(β = -.07, p < .05)가 교사의 상호작용 질에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 교사가 인식한 애착히스토리와 능동적 동기의 상호작용항이 추가된 3단계 모형의 설명력은 1%가 유의하게 증가하였다.
교사의 능동적 동기의 조절효과를 구체적으로 살펴보기 위해 Aiken과 West (1991)가 제안한 회귀방정식을 활용하였다. 능동적 동기의 평균에서 +1SD와 –1SD를 기준으로 상집단, 하집단을 구분하였고 각 집단별로 회귀계수를 산출하여 단순기울기검증(simple slope analysis)을 실시하였다. Figure 2를 살펴보면 능동적 동기가 상인 집단의 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 상호작용 질 간의 조합이 유의한 것으로 밝혀졌다(b = 0.93, t = 5.37, p < .001). 능동적 동기가 낮은 하 집단의 경우도 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 상호작용 질 간의 유의한 회귀선이 나타났다(b = 1.87, t = 11.60, p < .001). Figure 2와 같이 교사가 인식한 애착히스토리가 부정적일 경우, 교사의 능동적 동기가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 교사의 상호작용 질이 더 높게 나타났다. 또한 교사가 인식한 애착히스토리가 긍정적인 경우에도 교사의 능동적 동기가 높은 집단이 낮은 집단에 비해 교사의 상호작용 질이 더 높게 나타났지만, 차이의 크기는 애착히스토리가 부정적인 경우에 더 크게 나타났다. 이를 통해 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향이 교사의 능동적 동기가 낮을수록 그 관계가 더욱 커지는 것을 알 수 있다.
영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 수동적 동기의 조절효과영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 수동적 동기의 조절효과 분석에 앞서 변인들의 중심화(centering)를 하였고, 변인 간의 다중공선성의 가능성을 검토하였다. VIF 지수가 1.002∼1.034의 분포로 나타나 독립변인 간 다중공선성의 위험은 없었다. Durbin-Watson 지수는 1.903으로 자기상관 없이 독립적인 것으로 나타나 조절회귀분석을 실시하였다.
그 결과 Table 4와 같이 1단계에 독립변인인 애착히스토리를 투입하였고, 교사가 인식한 애착히스토리는 교사의 상호작용 질을 유의하게 설명하는 것으로 나타났다(β = .25, p < .001). 2단계에 조절변수인 교사의 수동적 동기를 추가로 투입하였다. 교사의 수동적 동기는 교사의 상호작용 질을 유의하게 예측하였고(β = -.18, p < .001), 수동적 동기를 추가로 투입한 2단계 모형의 설명력은 3% 유의하게 증가하였다. 3단계에서는 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 수동적 동기의 상호작용 변인을 추가로 투입하여 교사의 상호작용 질에 유의한 영향을 미치는지 살펴보았다. 교사가 인식한 애착히스토리와 수동적 동기의 상호작용 효과(β = .10, p < .01)가 교사의 상호작용 질에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 교사가 인식한 애착히스토리와 수동적 동기의 상호작용항이 추가된 3단계 모형의 설명력은 1%가 유의하게 증가하였다.
교사의 수동적 동기의 조절효과를 구체적으로 살펴보기 위해 Aiken과 West (1991)가 제안한 회귀방정식을 활용하였다. 수동적 동기의 평균에서 +1SD와 –1SD를 기준으로 상집단, 하집단을 구분하였고 각 집단별로 회귀계수를 산출하여 단순기울기검증(simple slope analysis)을 실시하였다. Figure 3을 살펴보면 수동적 동기가 높은 상 집단의 경우, 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 상호작용 질 간의 유의한 회귀선이 나타났다(b = 1.95, t = 11.26, p < .001). 수동적 동기가 낮은 하 집단에서도 교사가 인식한 애착히스토리와 교사의 상호작용 질 간의 조합이 유의한 것으로 밝혀졌다(b = 0.79, t = 4.90, p < .001). Figure 3과 같이 교사가 인식한 애착히스토리가 부정적일 경우, 교사의 수동적 동기가 낮은 집단이 높은 집단에 비해 교사의 상호작용 질이 더 높게 나타났다. 또한 교사가 인식한 애착히스토리가 긍정적인 경우에도 교사의 수동적 동기가 낮은 집단이 높은 집단에 비해 교사의 상호작용 질이 더 높게 나타났지만, 차이의 크기는 애착히스토리가 부정적인 경우에 더 크게 나타났다. 이를 통해 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향이 교사의 수동적 동기가 높을수록 그 관계가 더욱 커지는 것을 알 수 있다.
Discussion본 연구는 영아반 보육교사를 대상으로 교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 직업선택 동기의 조절역할을 검증하고자 하였다. 본 연구의 주요결과를 중심으로 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 영아반 보육교사의 애착히스토리는 교사의 상호작용 질과 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 영아반 보육교사가 어린 시절 경험한 가족, 친구와의 관계에 대한 인식이 긍정적일수록 영아의 요구를 잘 이해하고 더욱 애정적으로 대한다는 것을 의미한다. 이는 어머니의 애착 지각이 자녀의 양육행동에 중요한 의미를 갖고(K.-D. Lee, 2013; Won & Choi, 2015), 양육자의 역할이 강조되는 영아반 보육교사 또한 아동기에 부모와 형성한 애착에 대한 지각이 현장에서 영아와의 관계를 맺거나 상호작용하는 방식과 관련이 있다는 선행연구들(Kesner, 2000; G.-Y. Lee & Chae, 2016; J. Lee & Lee, 2016; Sung, 2019)을 지지하는 결과이다.
한편, 부모와는 달리 보육교사는 영아와 긍정적으로 관계를 맺고 상호작용하는 방식에 대해서 양성과정, 현직교육 등에서 지속적으로 학습함에도 불구하고 어린 시절 경험한 애착히스토리가 부정적일수록 긍정적인 상호작용을 보이지 않는 것으로 나타났다. 따라서 예비교육, 승급교육, 직무교육 시 교육 내용으로 보육교사가 갖는 애착에 대한 부정적인 인식 또는 아동기 경험한 부정적인 양육에 대한 개별적인 상담 및 치유 프로그램 등이 제공되어 부정적인 상호작용으로 이어지지 않도록 관심을 기울여야 할 것이다.
둘째, 직업선택 동기 중 교사의 능동적 동기와 교사의 상호작용 질은 정적 상관이 나타났다. 즉, 영아반 보육교사가 교사라는 직업을 자신의 적성과 흥미, 가치관을 고려하여 선택할수록 영아에게 더욱 애정을 갖고 대하며 적대적이거나 비판적이지 않았다. 이는 교사의 능동적 동기가 높을수록 직무수행과 유아 지도 능력이 높고(H. J. Lee, 2017; S. J. Oh & Jang, 2011; Park & Moon, 2017), 보육에 더욱 헌신한다는 연구결과(Seo &Lee, 2017)와 맥락을 같이 한다. 또한 내적 동기가 높은 사람은 과제를 수행하는 과정에서 즐거움을 찾고자 하므로 과제수행 과정에 충실하게 임하게 된다는 내적 동기에 대한 연구결과들을(Brophy, 2004; Deci et al., 1991; Ryan & Deci, 2000) 지지하는 결과이기도 하다.
반면 영아반 보육교사의 수동적 동기는 교사의 상호작용 질과 부적인 상관이 나타났다. 즉, 교사가 타인의 권유나 상황적인 이유로 교사를 하게 된 경우일수록 영아에게 적대적이거나 비판적이고 민감하고 애정적으로 대하지 않는 것을 의미한다. 선행연구들에서 교사라는 직업을 자신의 의도가 아닌 타인의 뜻에 의해 수동적으로 선택한 경우 직업적응이 어렵고(Y. Choi & Kim, 2019), 역할 수행력과 직무수행 능력이 낮다는 연구결과들(Cho & Yang, 2007; S. J. Oh & Jang; Park & Moon, 2017)과 맥락을 같이 한다.
또한 영아반 보육교사의 물질적 동기는 교사의 상호작용 질과 유의한 상관관계가 나타나지 않았다. 이는 경제적인 안정성의 기준으로 교사를 선택하였을 경우 직무능력과 유의한 관계가 없었다는 연구들을 지지하는 결과이다(Deci et al., 1991; Jo & Yang, 1998; S. J. Oh & Jang, 2011). 그러나 물질적 동기도 자발적인 선택의 결과로 교사의 업무 수행 및 기관 적응과 관련이 있다는 연구결과들과는(J. Y. Choi, 2006; Y. Choi & Kim, 2019; Kang, Park, & Lee, 2019; Park & Moon, 2017) 상반된 결과이다. 보육교사의 업무 수행을 높이기에는 보육교사의 급여가 다른 전문직에 비해 낮고, 근무 환경과 복지에 대한 만족도가 낮기 때문에(Ahn, Kim, & Ahn, 2015) 교사의 물질적 동기와 상호작용 질 간의 관련성이 나타나지 않은 것으로 보인다. 후속 연구에서 물질적인 동기가 교사의 직무능력이나 교사의 상호작용 질과 같은 구체적인 행동과 어떻게 연관되어 있는지 더욱 살펴볼 필요가 있다.
셋째, 영아반 보육교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 교사의 직업선택 동기의 조절효과를 분석한 결과, 능동적 동기의 조절효과를 확인하였다. 보육교사가 자신의 적성과 자아실현을 고려하여 교사의 직업을 선택한 경우 그렇지 않은 교사들에 비해 교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향이 더욱 작은 것으로 나타났다. 이는 교사가 직업선택을 능동적으로 하였을 때, 직무수행을 더욱 잘하고(H. J. Lee, 2017; S. J. Oh & Jang, 2011; Park & Moon, 2017), 수행을 잘하려는 의욕도 높다는(Ahn, Kim, & Ahn, 2015) 결과들을 토대로 교사의 부정적인 애착인식이 부정적인 상호작용 질로 이어지는 데 있어서 교사의 능동적 동기가 상쇄효과를 보인 것으로 해석할 수 있다.
또한 교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향에서 수동적 동기가 조절역할을 하는 것으로 밝혀졌다. 상황적인 여건이나 타인의 권유로 교사의 직업을 선택한 교사들이 그렇지 않은 교사들에 비해 교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 영향이 더욱 큰 것으로 확인되었다. 선행연구들에서 교사가 직업을 수동적인 이유로 선택할수록 기관에 적응하기 어렵고(Y. Choi & Kim, 2019), 역할 수행과 직무수행 능력이 낮다고 하였다(Cho & Yang, 2007; S. J. Oh & Jang, 2011; Park & Moon, 2017). 직업선택에서 수동적 동기가 높은 교사들은 직무수행을 잘하려는 의욕이 낮아, 교사가 인식한 애착히스토리가 상호작용으로 이어지는 데 있어 상쇄효과가 덜 작용한 것으로 이해된다. 능동적 동기뿐만 아니라 수동적 동기도 애착히스토리와 보육의 질과 직결된 요인인 교사의 상호작용 질의 관계에서 조절적 역할을 하는 것이 밝혀져 자발적이고 긍정적인 동기로 교직을 선택하는 보육교사가 양성되어야 한다는 점을 시사한다.
반면, 물질적 동기의 경우 교사가 경제적인 보상을 받기 위해서 역할 수행을 더욱 잘한다는 연구들에 기반하여 부정적인 애착히스토리가 상호작용 질에 미치는 상쇄 효과를 예상하였으나 둘 간의 관련성이 나타나지 않았고, 조절 효과 분석도 실시되지 않았다. 교사의 애착 인식과 상호작용 질의 관련성에서 물질적 동기의 역할에 대한 후속연구도 요구된다.
또한 회귀분석 3단계에서 애착히스토리와 능동적 동기와 수동적 동기 상호작용 항이 추가되었을 때, 그 설명력이 2단계에 비해 1%밖에 증가하지 않았다. 이는 교사의 부정적인 애착히스토리 인식을 긍정적인 상호작용 질로 이끄는 데 있어서 교사의 직업선택 동기가 그 관계를 변화시키기에는 영향이 크지는 않은 것으로 보인다. 교사의 직업선택 동기 이외에 교사의 성인애착과 상호작용 유형 및 유아와의 관계를 매개한다고 밝혀진 심리적 안녕감(G.-Y. Lee & Chae, 2016), 공감능력(J.-Y. Lee et al., 2019), 정서노동(J. Lee & Lee, 2016), 정서조절력(K. R. Lee & Moon, 2016) 등과 같은 다른 심리적인 특성의 변인들을 함께 살펴봄으로써 본 연구의 결과를 확장할 수 있을 것이다.
또한 본 연구에서는 보육교사의 자기보고식 설문 방식으로 변인들을 평정하였기 때문에 교사의 주관성의 영향을 벗어날 수 없다. 후속연구에서는 변인들을 평정하는 방법들을 보완하여 더욱 객관적인 결과를 얻을 것을 제언한다. 교사의 상호작용 질을 측정하기 위해 사용된 도구의 경우, 본래 관찰을 위한 평정 기준으로 개발된 것으로 후속연구에서는 교실에서 영아교사의 상호작용을 직접 관찰하는 방식으로 평가가 이루어져야 할 것이다. 교사가 인식한 애착히스토리와 직업선택 동기의 경우도 교사의 인터뷰를 통해 질적인 정보가 추가적으로 수집되어야 할 것이다. 뿐만 아니라 본 연구에서 사용한 직업선택 동기 척도의 하위요인 중 물질적 동기의 신뢰도는 67. 수동적 동기는 .64이었다. 도구의 신뢰도가 적어도 .50 이상이면 적합하다는 기준들과(Dall’Oglio et al., 2010; Field, 2009) .60 이상이면 신뢰할 수 있다는 견해(T.-J. Sung, 2002), 그리고 한 요인 안에 문항 수가 적을 때에는 .60도 적합하다는 기준(Hair et al., 2009)에 따라 연구를 수행하였으나 추후 연구에서는 교사의 애착히스토리와 직업선택 동기를 측정하는 보다 신뢰로운 도구를 사용하여 보다 타당한 연구를 진행할 것을 제안한다.
그럼에도 불구하고 본 연구는 전국의 어린이집에 근무하는 영아반 담당 보육교사들을 우리나라 전국 지역과 기관의 유형에 비례한 표집 방법으로 조사를 시행하여 영아반 보육교사를 대표할 수 있는 결과를 도출하였다는 점에 의의가 있다. 또한 영아들의 발달에 중요한 역할을 하는 영아반 보육교사의 상호작용 질과 관계있는 변인들을 밝혀내고, 상대적으로 주목을 받지 못해온 교사의 심리적 특성 변인인 애착히스토리의 영향도 살펴보았다는 점에 의의가 있다.
올해 3월부터 어린이집의 연장 보육시간이 오후 7시 30분까지 늘어나고, 연장보육 전담교사가 배치된다고 한다. 이에 늘어난 보육교사의 수요를 맞추고자 보육교사 양성기관들에서는 단기간에 많은 수의 보육교사를 양성하고 배출하게 될 것으로 보인다. 보육서비스의 수요가 증가되고 있는 현시점에서, 본 연구의 결과는 보육교사를 채용할 때 교사가 직업을 선택하게 된 동기도 고려가 되어야 한다는 점을 시사하는 바이다.
AcknowledgementsThis study was supported by the Korean National Research Foundation [NRF-2018H1A2A1062267].
Table 1Table 2
Table 3
Table 4
ReferencesAiken, L. S., West, S. G. (1991). Multiple regression: Testing and interpreting interactions. Thousand Oaks, CA: Sage.
Arnett, J. (1989). Caregivers in day-care centers: Does training matter? Journal of Applied Developmental Psychology, 10(4), 541-552 doi:10.1016/0193-3973(89)90026-9.
Belsky, J., Vandell, D. L., Burchinal, M., Clarke-Stewart, K. A., McCartney, K., Owen, M. T.; The NICHD Early Child Care Research Network (2007). Are there long-term effects of early child care? Child Development, 78(2), 681-701 doi:10.1111/j.1467-8624.2007.01021.x.
Bowlby, J. (1988). Developmental psychiatry comes of age. The American Journal of Psychiatry, 145(1), 1-10 doi:10.1176/ajp.145.1.1.
Bretherton, I., Ridgeway, D., Cassidy, J. (1990). Assessing internal working models of the attachment relationship: An attachment story completion task for 3-year-olds. In M. T. Greenberg, D. Cicchetti, & E. M. Cummings (Eds.), Attachment in the preschool years: Theory, research, and intervention. (pp. 273-308). Chicago, IL: University of Chicago Press.
Brophy, J. (2004). Motivating students to learn(2nd ed.), Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.
Colwell, N., Gordon, R. A., Fujimoto, K., Kaestner, R., & Korenman, S. (2013). New evidence on the validity of the arnett caregiver interaction scale: Results from the early childhood longitudinal study-birth cohort. Early Childhood Research Quarterly, 28(2), 218-233 doi:10.1016/j.ecresq.2012.12.004.
Cowan, P. A., & Cowan, C. P. (2009). Couple relationships: A missing link between adult attachment and children’s outcomes. Attachment & Human Development, 11(1), 1-4 doi:10.1080/14616730802500149.
Dall’Oglio, A. M., Rossiello, B., Coletti, M. F., Caselli, M. C., Ravà, L., Di Ciommo, V., ..., & Pasqualetti, P. (2010). Developmental evaluation at age 4: Validity of an Italian parental questionnaire. Journal of Paediatrics and Child Health, 46:419-426 doi:10.1111/j.1440-1754.2010.01748.x.
de Schipper, E. J., Riksen-Walraven, J. M., & Geurts, S. A. (2007). Multiple determinants of caregiver behavior in child care centers. Early Childhood Research Quarterly, 22(3), 312-326 doi:10.1016/j.ecresq.2007.04.004.
Deci, E. L., Vallerand, R. J., Pelletier, L. G., & Ryan, R. M. (1991). Motivation and education: The self-determination perspective. Educational Psychologist, 26(3), 325-346 doi:10.1080/00461520.1991.9653137.
Dunn, L. (1993). Proximal and distal features of day care quality and children’s development. Early Childhood Research Quarterly, 8:167-192.
Eshel, N., Daelmans, B., de Mello, M. C. D., & Martines, J. (2006). Responsive parenting: Interventions and outcomes. Bulletin of the World Health Organization, 84(12), 991-998.
Field, A. (2009). Discovering Statistics using SPSS. London: Sage.
Finn, J. D., & Pannozzo, G. M. (2004). Classroom organization and student behavior in kindergarten. The Journal of Educational Research, 98(2), 79-92 doi:10.3200/JOER.98.2.79-93.
Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., Anderson, R. E. (2009). Multivariate data analysis(7th ed.), London: Pearson.
Hindman, A. H., Pendergast, L. L., & Gooze, R. A. (2016). Using bifactor models to measure teacher-child interaction quality in early childhood: Evidence from the caregiver interaction scale. Early Childhood Research Quarterly, 36(3), 366-378 doi:10.1016/j.ecresq.2016.01.012.
Howes, C., Galinsky, E., & Kontos, S. (1998). Child care caregiver sensitivity and attachment. Social Development, 7(1), 25-36 doi:10.1111/1467-9507.00048.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55 doi:10.1080/10705519909540118.
Huberman, A. M., Grounauer, M. M., Marti, J. (1993). The lives of teacher. London: Cassell.
Inayatullah, A., & Jehangir, P. (2012). Teacher’s job performance: The role of motivation. Abasyn Journal of Social Sciences, 5(2), 78-99.
Kesner, J. E. (2000). Teacher characteristics and the quality of child-teacher relationships. Journal of School Psychology, 38(2), 133-149 doi:10.1016/S0022-4405(99)00043-6.
Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling(2nd ed.), New York: Guilford Press.
Latham, G. P., & Pinder, C. C. (2005). Work motivation theory and research at the dawn of the twenty-first century. Annual Review of Psychology, 56:485-516 doi:10.1146/annurev.psych.55.090902.142105.
Mustafa, M., & Othman, N. (2010). The effect of work motivation on teacher’s work performance in pekanbaru senior high schools, Riau Province, Indonesia. SosioHumanika, 3(2), 259-272.
NICHD Early Child Care Research Network (2000). The relation of child care to cognitive and language development. Child Development, 71(4), 960-980.
NICHD Early Child Care Research Network (2002). Early child care and children’s development prior to school entry: Results from the NICHD study of early child care. American Educational Research Journal, 39(1), 133-164 doi:10.3102/00028312039001133.
NICHD Early Child Care Research Network, Duncan, G. J. (2003). Modeling the impacts of child care quality on children’s preschool cognitive development. Child Development, 74(5), 1454-1475 doi:10.1111/1467-8624.00617.
NICHD Early Child Care Research Network (2004). Type of child care and children’s development at 54 months. Early Childhood Research Quarterly, 19(2), 203-230 doi:10.1016/j.ecresq.2004.04.002.
Ofoegbu, F. I. (2004). Teacher motivation: A factor for classroom effectiveness and school improvement in Nigeria. College Student Journal, 38(1), 81-90.
Pottharst, K., Kesler, R. (1990). The search for methods and measures. In K. Pottharst (Ed.), Research explorations in adult attachment. (pp. 9-37). New York: Peter Lang Publishing.
Rentzou, K., & Sakellariou, M. (2011). The quality of early childhood educators: Children’s interaction in Greek child care centers. Early Childhood Education Journal, 38:367-376 doi:10.1007/s10643-010-0403-3.
Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2000). Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being. American Psychologist, 55(1), 68-78 doi:10.1037//0003-066X.55.1.68.
Sroufe, L. A., Egeland, B., Carlson, E., Collins, W. A. (2005). Placing early attachment experiences in developmental context. In K. E. Grossmann, K. Grossmann, & E. Waters (Eds.), Attachment from infancy to adulthood: The major longitudinal studies. (pp. 48-70). New York: Guilford Press.
Thege, B. K., Kovács, E., & Balog, P. (2014). A bifactor model of the posttraumatic growth inventory. Health Psychology & Behaviroural Medicine, 2(1), 529-540 doi:10.1080/21642850.2014.905208.
Tronick, E. Z. (1989). Emotions and emotional communication in infants. American Psychologist, 44(2), 112-119 doi:10.1037/0003-066X.44.2.112.
Vandell, D. L., Belsky, J., Burchinal, M., Steinberg, L., Vandergrift, N.; NICHD Early Child Care Research Network (2010). Do effects of early child care extend to age 15 years? Results from the NICHD study of early child care and youth development. Child Development, 81(3), 737-756 doi:10.1111/j.1467-8624.2010.01431.x.
Woolfolk, A., Hughes, M., Walkup, V. (2012). Psychology in education(2nd ed.), London: Longman.
Ahn, N. R., Kim, H. S., & Ahn, S. H. (2015). The relationship between job stress and turnover intention of child care work. Journal of Korean Home Management Association, 33(5), 87-102 doi:10.7466/JKHMA.2015.33.5.87.
Cho, Y.-J., & Yang, M.-H. (2007). The influence of secodary school teachers’ self-determination on intrinsic motivation to teach and interest toward student learning. The Journal of Korean Teacher Education, 24(1), 149-168 doi:10.24211/tjkte.2007.24.1.149.
Choi, B., & Hong, C. N. (2013). Relation of motivation for selecting a career of academic profession and dedication as a middle school teacher. The Journal of Local Education Management, 17(1), 21-43.
Choi, J. S. (2017). The effects of beginning child care teacher’s communication competence, ego-resiliecne and motivation for choosing the teaching profession on job stress. (Mater’s thesis). Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T14566988.
Choi, J. Y. (2006). The relationship between the motivation for teaching profession and commitment to teaching. (Master’s thesis). Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T10357360.
Choi, Y., & Kim, Y. (2019). The mediating effects of social support on the relationship between motivation for choosing a teaching profession and work adjustment of newly-appointed childcare teachers. Journal of Korean Child Care and Education, 15(4), 135-153 doi:10.14698/jkcce.2019.15.04.135.
Im, Y. M., & Chung, H. J. (2016). The influence of child care teachers’ emotional intelligence, emotional labor, and emotional expressiveness on interactions between teachers and young Children. Korean Journal of Child Education and Care, 16(4), 77-105 doi:10.21213/kjcec.2016.16.4.77.
Jo, N. G., & Yang, Y. J. (1998). The study on the relationship among background of teacher training, motivation for choosing a teaching profession, and teaching performance. The Korea Educational Review, 4(2), 1-16.
Kang, M.-O., Park, B. J., & Lee, J.-A. (2019). A study on the relationship between motivation and commitment to teaching among secondary in-service teachers in South Korea. Teacher Education Research, 58(1), 1-20 doi:10.15812/ter.58.1.201903.1.
Kim, H.-W., & Yoo, S. K. (2017). Emotion regulation and marital dissatisfaction as mediating factors in relationship between parental adult attachment and parenting behaviors. Korean Journal of Counseling and Psychotherapy, 29(1), 199-226 doi:10.23844/kjcp.2017.02.29.1.199.
Kim, M. H., & Park, H. K. (2013). Analysis on structural models between educare teachers’ adult attachment, self-efficacy, discipline styles and the young children’s adjustments. Journal of the Korean Home Economics Association, 51(1), 59-74 doi:10.6115/khea.2013.51.1.059.
Lee, G.-Y., & Chae, J.-Y. (2016). Teachers’ attachment history and child-teacher relationships in early childhood education settings: Examining mediating effect of teachers’ psychological well-being. Journal of Korean Child Care and Education, 12(5), 1-16 doi:10.14698/JKCCE.2016.12.05.001.
Lee, H. J. (2017). Self-encouragement as a mediator in the relationship between teaching entry motivation and teaching competence of early childhood pre-service teachers. Korean Journal of Child Education and Care, 17(3), 65-82 doi:10.21213/kjcec.2017.17.3.65.
Lee, J., & Lee, K. O. (2016). The mediating effects of emotional labor on childhood attachment perception and teacher-infant interaction. Journal of Early Childhood Education & Educare Welfare, 20(2), 213-237.
Lee, J., & Sung, J. (2015). The roles of maternal responsiveness in the relationship between infants’ communicative gestures and play. Korean Journal of Child Studies, 36(5), 19-36 doi:10.5723/KJCS.2015.36.5.19.
Lee, J.-Y., Jang, S.-Y., & Yoon, N.-H. (2019). The effects of child care teachers’ adult attachment types on interaction with children: Focusing on the mediating effect of empathic ability. Journal of Early Childhood Education & Educare Welfare, 23(2), 121-140 doi:10.22590/ecee.2019.23.2.121.
Lee, K.-D. (2013). A structural analysis of childhood attachment, parental raising attitude, depression by mothers. Journal of Children’s Literature and Education, 14(4), 525-544.
Lee, K. R., & Moon, H. J. (2016). The relationship between early childhood teacher’s adult attachment and the quality of teacher’s interaction behavior: The mediating effect of emotional regulation ability and teacher efficacy. Korean Journal of Child Care and Education Policy, 10(2), 125-161.
Ministry of Health and Welfare (2018). 2017 Boyuktonggye [2017년 보육통계]. Retrieved from MHW website: http://mohw.go.kr.
Ministry of Health and Welfare (2019). 2018 Boyuktonggye [2018년 보육통계]. Retrieved from MHW website: http://mohw.go.kr.
Nam-Kung, M. K. (2011). Effect of motivation for choosing the teaching profession on commitment to teaching and teacher efficacy in early childhood. (Master’s thesis). Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T12507808.
Oh, J.-E., Suh, Y.-M., & Yi, S.-H. (2016). Mediated effects of preservice teacher’s professionalism of the teaching and career choice motive influence of academic abilities and characteristic of their children on their intent to stay in the field. Asiapacific Journal of Multimedia Services Convergent with Art, Humanities, and Sociology, 6(6), 185-194.
Oh, S. J., & Jang, Y. S. (2011). Relations of public kindergarten teachers’ motivations of choosing a teaching profession to their job satisfaction and job ability. Journal of Future Early Childhood Education, 18(3), 1-24.
Park, H. K., & Moon, H. J. (2017). Relevant factors in the performance of the functions of the functions of the child in charge of the house: Motivation for selecting child-care profession, job environment, director’s transformational leadership. Family and Environment Research, 55(3), 221-232 doi:10.6115/fer.2017.017.
Seo, M.-J., & Lee, K. (2017). The structural relationships among emotional intelligence, motivation of choosing the teaching profession, self-leadership and infant teacher’s child care commitment. The Journal of Korea Open Association for Early Childhood Education, 22(4), 145-166 doi:10.20437/KOAECE22-4-07.
Shin, J., & Lee, T. (2017). Bifactor modeling approach to investigate studying of psychometric properties of psychological measures. Korean Journal of Psychology: General, 36(4), 477-504 doi:10.22257/kjp.2017.09.36.4.477.
Suh, Y. S., Park, J. O., & Suh, H. J. (2014). Childcare staff. Journal of Korean Child Care and Education, 10(4), 5-28 doi:10.14698/jkcce.2014.10.4.005.
Sung, H. J. (2019). Analysis on the structural relationship among childhood experience with parents, adult attachment and teacher-child interaction that early childhood teachers recognize. (Doctoral dissertation). Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T15375867.
Sung, T. J. (2002). Tadangdowa shilloedo [타당도와 신뢰도]. Seoul: Hakjisa.
Won, S.-Y., & Choi, M.-K. (2015). The effects of childhood attachment on the parenting practices of working mothers: The mediating role of parental satisfaction. Korean Journal of Child Studies, 36(3), 115-138 doi:10.5723/KJCS.2015.36.3.115.
Yu, J. P. (2012). Ujongpil gyosuui gujobangjeongsingmodel gaenyeomgwa ihae [우종필 교수의 구조방정식모델 개념과 이해]. Seoul: Hannarae.
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