전체호

Journal of Families and Better Life - Vol. 38 , No. 2

[ Article ]
Journal of Families and Better Life - Vol. 38, No. 2, pp. 143-159
Abbreviation: JKHMA
ISSN: 2765-1932 (Print)
Print publication date 30 Jun 2020
Received 21 Mar 2020 Revised 08 May 2020 Accepted 07 Jun 2020
DOI: https://doi.org/10.7466/JKHMA.2020.38.2.143

보육교사의 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 인과적 관련성
석재경 ; 김정민*

The Causal Relationship between Childcare Teacher’s Ego-Resilience, Job Stress, Social Support and Subjective Well-Being
Jae-Kyeong Suk ; Jungmin Kim*
Department of Child Studies, Daegu Catholic University
Correspondence to : *Jungmin Kim, Department of Child Studies, Daegu Catholic University, 13-13 Hayang-ro, Hayang-eup, Kyeongsan-si, Gyeongbuk 38430, Rep. of Korea, Tel: +82-53-850-3542, E-mail: Jungminkim@cu.ac.kr


Abstract

The aims of the present study were to investigate the causal relationship of between Childcare Teacher’s Ego-resilience, Job stress, Social Support and Subjective Well-bing.

The participants in this study were 530 Childcare teachers working in daycare centers all over the country. The subjects for this study completed questionnaires assessing Childcare teacher’s subjective well-being, ego-resilience, jobstress, and social support. Statistical methods for the data analysis were the SPSS 19.0, AMOS 20.0 And the maximum likelihood estimation method was used to model fit. Goodness of fit was evaluated using the SRMR, RMSEA and its 90% confidence interval, CFI, and TLI.

The major findings were as follows. First, ego-resilience was found to affect childcare teacher’s subjective well-being directly. The fact that ego-resilience affects subjective well-being directly means the higher ego-resilience of childcare teachers is, the higher subjective well-being is. Second, job stress was found to affect childcare teacher’s subjective well-being directly. The fact job stress affects subjective well-being directly means the higher job stress of childcare teachers is, the lower subjective well-being is. Third, ego- resilience was found to affect childcare teacher’s job stress directly. The fact that the ego resilience affects job stress directly means the higher ego-resilience of childcare teachers is, the lower job stress is. Fourth, social support was found to affect childcare teacher’s job stress directly. The fact that the social support affects job stress directly means the higher social support of childcare teachers is, the lower job stress is. Fifth, social support was found to affect ego-resilience directly. The fact that the social support affects ego-resilience directly means the higher social support of childcare teachers is, the higher ego-resilience is.

This study is theoretically meaningful in that is shows that high ego-resilience, social support, and low job stress can be the main factors that can increase the effectiveness of childcare teacher’s subjective well-being.


Keywords: childcare teacher, subjective well-being, job stress, ego-resilience, social support
키워드: 보육교사, 주관적 안녕감, 직무스트레스, 자아탄력성, 사회적 지지

Ⅰ. 문제제기

최근 우리 사회는 사회⋅경제적인 변화에 따른 여성의 사회진출 증가와 함께 자녀 양육의 기능이 가정에서 어린이집으로 옮겨가고 있으며, 그 어느 때 보다 보육의 기능과 질에 대한 중요성이 대두되고 있다. 가정에서 양육의 기능을 온전히 실행하지 못하는 현재 상황에서 영유아를 위한 가장 최선의 방법은 어린이집을 이용하는 영유아에게 최적의 보육환경을 제공하는 것이다. 그러나 영유아에게 아무리 좋은 보육환경을 제공하여도 보육을 실행하는 보육교사의 역량이 부족하면 양질의 보육서비스가 이루어질 수 없고, 그에 따른 보육의 효과를 기대하기 어렵다. 보육은 인재 양성의 중요한 기반이자 미래를 위한 매우 가치있는 투자로써, 인간 성장에 가장 기초가 되는 영유아기를 책임지는 보육교사의 역할은 그 무엇보다 중요하다.

정신적⋅심리적으로 건강하여 높은 수준의 삶의 질을 유지하는 보육교사는 그들이 보호하고 교육하는 영유아와 긍정적인 관계를 맺음으로써 영유아가 건강하고 행복하게 성장하기 위한 최적의 환경을 제공할 수 있다(이미란, 김정원, 2011). 그러나 실제 교육현장에서는 교사의 노동기본권이 신장되지 않아 대부분 교사가 과중한 업무에 시달리고 있으며, 교사의 스트레스는 보육기능의 저하로 이어져 영유아의 성장과 발달에 부정적인 영향을 주고 있다(곽희경, 2011). 이와 같은 결과는 영유아에게 질 높은 보육서비스를 제공하기 위해서 보육교사의 행복이 전제조건이 되어야 한다는 사실을 강조한다. 보육서비스를 이끌어나가는 보육교사의 행복감이 결여된다면 학부모와 영유아가 만족하는 질 높은 보육은 결코 이루어질 수 없을 것이다.

사람은 누구나 행복을 추구하고 행복한 삶을 꿈꾸지만 행복에 대한 기준에는 차이가 있다. 어떻게 살아가는 것이 행복한 삶인지, 어떤 방법으로 행복을 추구할 것인지에 대한 물음의 답은 자신이 추구하는 가치와 이루고자 하는 목표에 따라 달라진다. 행복은 인간의 가장 기본적인 권리이자 시대적⋅문화적 배경을 넘어 궁극적으로 인류가 추구해온 삶의 목표로(최정숙, 2019), 2000년대부터는 긍정심리학에 관한 연구가 활발하게 진행되기 시작하였다. 긍정심리학이란 인간의 행복에 대하여 과학적으로 탐구하는 학문분야로써, 삶의 질을 향상시키고 삶이 무의미하다고 느낄 때 발생하는 병리 현상을 예방하도록 도와준다(Seligman & Csikszentmihalyi, 2000). 긍정심리학자들은 행복을 일상적이고 추상적인 용어가 아닌 구체적이고 실증적 의미의 ‘주관적 안녕감’이란 용어로 정의하였으며(권석만, 2008), 주관적 안녕감(Subjective Well-being)은 긍정심리학의 핵심 연구주제이다. 주관적 안녕감에 대한 정의는 학자에 따라 다소 차이가 있으나, 일반적으로 정서적 측면과 인지적 측면이 포함된다(Diener, 2000). 정서적 측면이란 인간이 느끼는 긍정적 정서와 부정적 정서에 대한 정서적 안녕감을 의미하고, 인지적 측면이란 삶에 대한 만족감을 의미한다. 즉 정서적 안녕감은 자신이 삶에 대한 느낌으로써, 긍정적 정서와 부정적 정서에 대한 빈도와 강조를 의미한다(Watson, Clark, & Tellegen, 1988). 삶의 만족은 개인이 자신의 삶에 대하여 어느 정도 만족하는지에 대한 인지적 판단을 의미한다(Diener, 2000). 따라서 주관적 안녕감이란 긍정적 정서를 자주 느끼고 부정적 정서는 적게 느끼며 삶의 만족도를 높게 지각하는 상태로, 개인이 삶을 긍정적으로 경험하는 주관적 심리상태로 정의할 수 있다.

보육교사의 주관적 안녕감은 교사의 삶 전반에 긍정적인 영향을 주어 질 높은 보육서비스를 행하는데 중요한 요인으로 작용한다. 선행연구에 따르면, 행복한 유아교사일수록 직무만족도가 높고 이로 인해 교사-유아 간의 상호작용이 높아지는 것으로 나타났다(김시연, 2014). 교사의 행복감은 교사효능감과 정적 관련성을 지니며, 교사효능감을 향상시키기 위한 기초가 될 수 있다(김희정, 2019). 따라서 질 높은 보육환경 및 보육서비스 제공을 위해서 보육교사의 주관적 안녕감과 관련 요인들에 관한 연구가 이루어질 필요가 있다. 그러나 지금까지의 선행연구를 살펴보면 보육교사의 주관적 안녕감을 다룬 연구가 제한적으로 이루어져 왔고, 보육교사의 행복감을 다룬 기존의 연구들은 행복에 대하여 일상적이고 광범위한 의미에 주로 초점을 두고 진행되어왔다. 따라서 이 연구에서는 보육교사의 행복감에 대해 더욱 구체적이고 과학적으로 접근하고자 주관적 안녕감에 초점을 두고자 하며, 주관적 안녕감에 영향을 미칠 수 있는 다양한 요인들을 탐색해보고자 한다.

주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인들에 대해서는 상향이론(Bottom-up theory)과 하향이론(Top-down theory)으로 나누어(최자은, 2016) 설명할 수 있다. 상향이론은 행복이 생활 속에서 느끼는 여러 가지 긍정적인 경험들의 총합으로 결정된다는 입장으로(권석만, 2008), 긍정적인 경험의 합계가 높으면 주관적 안녕감이 높다고 본다. 상향이론적 관점에서는 개인의 주변 환경을 현재보다 더 만족스럽게 개선한다면 주관적 안녕감이 높아진다고 주장한다. 반면, 하향이론은 행복이 개인의 유전적 기질, 성격, 정서성향 등에 의해 영향을 받는다는 입장으로(권석만, 2008), 개인의 유전적 기질과 성격적 요인들에 따라 동일한 조건이라도 만족이나 행복의 정도가 다르다고 보는 관점이다. 이에 대하여 Compton(2007)은 사람이 행복할 수 있는 요소를 가졌기 때문에 행복한 것이 아니라, 자신이 가진 요소들이 어떻게 반응하는지에 따라 행복이 결정된다고 보았다. 그러나 최근의 연구들은 개인의 성격적 요인과 환경적 요인이 상호작용하기 때문에 두 이론을 통합해야 한다는 주장을 제기하고 있다(권석만, 2008). 상향이론과 하향이론의 통합의 관점에서 볼 때, 개인이 환경 속에서 느끼는 긍정적 경험과 함께 성격, 정서와 같은 개인적 특성이 주관적 안녕감에 영향을 미치는 주요 요인으로 작용할 수 있을 것이다. 따라서 이 연구에서는 행복에 대한 통합적 설명모델에 근거하여, 환경적 요인과 개인적 요인이 주관적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 알아보고자 한다.

주관적 안녕감에 영향을 미치는 다양한 요인 중 자아탄력성은 주관적 안녕감에 긍정적 요인으로 작용할 것이라는 점에서 주목할 필요가 있다. 자아탄력성은 다양한 환경적 특성에 따라 자신의 자아를 제어할 수 있으며, 어느 방향으로든 수정할 수 있는 개인의 역동적인 역량이다(Block & Kremen, 1996). 보육교사는 동료교사 및 학부모와 지속적인 관계를 맺고, 장시간 영유아를 돌보아야 하는 과도한 업무에 비해 충분한 보상을 받지 못하는 근무환경 속에서 일하고 있다는 점에서 자아탄력성이 반드시 필요한 직업이다. 자아탄력적인 교사일수록 부정적인 환경을 효율적으로 극복하여 만족스러운 삶을 영위하게 되면서 행복감을 느낄 가능성 역시 커질 수 있다(김유정, 2015). 자아탄력성이 높은 교사는 자신에게 주어진 역경이나 고난을 유연하고 적극적으로 대처할 수 있고, 자신의 미래에 대해 긍정적인 태도를 지니고 삶의 어려움 속에서 느낄 수 있는 부정적인 정서를 극복하여 행복한 삶을 영위할 수 있다(김성숙, 2012). 이처럼 보육교사의 자아탄력성과 주관적 안녕감의 관련성을 밝힌 연구결과를 통해 볼 때, 보육교사의 자아탄력성이 다양한 보육환경 속에서 스스로를 보호하고, 부정적인 상황을 긍정적이고 유연하게 대처할 수 있도록 하여 주관적 안녕감에 긍정적 영향을 미칠 것으로 기대된다. 따라서 이 연구에서는 보육교사의 자아탄력성이 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는지 살펴보고자 한다.

자아탄력성이 주관적 안녕감에 긍정적 요인으로 작용한다면 직무스트레스는 주관적 안녕감에 부정적 요인으로 작용할 것으로 예측된다. 직무스트레스란 어린이집에서 업무를 수행하면서 지각하는 원장의 지도력 및 행정지원의 부족, 과도한 업무, 동료 및 학부모와의 갈등, 영유아와의 활동 등에서 발생하는 스트레스를 의미한다(이은숙, 2016). 영유아에게 보육환경이 중요한 요인이듯, 보육교사에게 어린이집 환경은 매우 중요한 요인이다. 보육교사는 영유아, 학부모, 동료교사, 원장과 끊임없는 접촉을 하고, 그들과 밀접한 관계를 형성해야 하며, 교사에게 다양한 역할을 기대하는 것에 비해 낮은 처우를 받는다는 점에서 직무스트레스가 높은 직종이다. 실제 직무스트레스를 많이 받는 교사일수록 이직 의도가 높아지는 것으로 나타났으며(이형정, 2009), 김경희(2017)는 보육교사의 직무스트레스는 보육교사의 신체적⋅정신적 건강을 저해하는 요인이며 영유아에게 제공하는 보육 및 교육의 약화를 초래하게 되므로, 보육교사의 직무스트레스를 예방 및 감소시키고자 하는 노력이 필요하다고 주장하였다. 또한 유치원 교사의 역할 스트레스는 주관적 안녕감에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며(Yang, Fan, Chen, Shu, & Chien, 2018) 초등학교 교사를 대상으로 한 연구에서도 소진의 하위 요소 중 직무와 관련된 스트레스 대처가 교사의 주관적 안녕감을 예측하는 것으로 나타났다(Cenkseven-Önder & Sari, 2009). 이를 종합하여 볼 때, 보육교사의 직무스트레스는 주관적 안녕감에 부정적인 영향을 미칠 수 있으며, 이는 결국 보육의 질적 측면의 손상으로 이어질 수 있으리라 예측된다. 따라서 이 연구에서는 직무스트레스와 주관적 안녕감 간의 직접적인 인과관계를 밝히고자 한다.

자아탄력성과 직무스트레스가 주관적 안녕감을 예측하는 개인적 요인으로 작용한다면, 사회적 지지는 주관적 안녕감을 예측하는 환경적 요인으로 작용할 수 있다. 인간은 사회적 환경 안에서 타인과 관계를 맺으며 살아가는데, 이때 인간이 타인과의 상호작용을 통해 얻게 되는 것을 사회적 지지라고 한다(박지원, 1985). 사회적 지지는 한 개인이 타인과의 사회적 관계를 통해 얻을 수 있는 모든 형태의 긍정적 자원을 의미하는 것으로, 인간의 기본적인 사회적 욕구를 충족시켜줌으로써, 인간의 건강한 발달과 심리적 적응에 도움을 준다(이아람, 2016). 이러한 사회적 지지는 자신을 사랑 받고 가치있는 존재로 인식할 수 있도록 이끈다. 보육교사는 어린이집이라는 조직에 속한 구성원으로서, 교사가 맺는 인간관계가 업무의 일종이라고 할 만큼 인간관계로부터 직접적인 영향을 받는 존재이다. 박수호와 이민정(2013)의 연구에 따르면 사회적 지지는 개인의 행복결정 요인으로써 매우 중요한 위상을 가지고 있으며, 가족, 일, 여가 등에서 타인의 인정을 많이 받을수록 심리적 안정과 행복감이 높아지는 것으로 밝혀졌다. 사회적 지지가 높은 보육교사일수록 어린이집 현장에서 행복감을 높게 지각하는 것으로 나타났으며(정은주, 황해익, 2016), 보육교사의 사회적 지지는 심리적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(강상, 이정민, 2017; 고경미, 이선경, 2016). 또한 초등학교 교사 대상의 연구에서도 학교장, 동료, 학생, 교육과정 등과 관련된 학교환경의 질이 교사의 주관적 안녕감을 예측하는 것으로 나타났다(Cenkseven-Önder & Sari, 2009). 이상에서 보는 바와 같이 보육교사의 사회적 지지와 주관적 안녕감의 관련성을 살펴본 연구는 부족하나, 유사한 개념인 행복감과 심리적 안녕감 관련 연구결과를 통해 보육교사의 사회적 지지가 주관적 안녕감에 영향을 미칠 것으로 예측해볼 수 있다. 따라서 이 연구에서는 사회적 지지가 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는지 규명해보고자 한다.

한편 보육교사의 직무스트레스와 자아탄력성은 주관적 안녕감과 관련됨과 동시에 서로 밀접한 관련성을 가지는 것으로 밝혀져 왔다. 실제 보육교사의 자아탄력성이 직무스트레스에 유의미한 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며(김명란, 2016), 보육교사의 자아탄력성은 직무스트레스를 감소시키고 보육효능감을 증진하여 교사민감성을 높일 수 있음이 밝혀졌다(노수진, 이경님, 2015). 이와 같은 연구결과는 보육교사가 받는 직무스트레스는 보육교사의 자아탄력성에 따라 달라질 수 있으며, 이는 주관적 안녕감에 대한 영향으로 이어질 가능성을 시사한다. 따라서 이 연구에서는 자아탄력성이 직무스트레스에 미치는 직접적 영향력을 밝히고자 한다.

사회적 지지는 주관적 안녕감 뿐만 아니라 개인의 자아탄력성과 직무스트레스에도 영향을 미치는 중요한 변인이다. 선행연구에 따르면 보육교사 및 유아교사의 사회적 지지는 자아탄력성에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(고경미, 이선경, 2016). 대상은 다르나 초등학생 및 중학생 대상의 연구에서도 사회적 지지와 자아탄력성은 유의미한 관련성을 가지는 것으로 보고되어 왔다(임완주, 2013; 최미숙, 2014). 이는 사회적 지지가 자아탄력성 형성에 영향을 주는 변인임을 잘 보여주는 결과로, 보육교사가 지각한 사회적 지지는 보육교사의 자아탄력성에 정적 영향을 미칠 것으로 예측된다. 또한 높은 사회적 지지가 직무스트레스를 낮춰준다는 사실은 여러 선행연구를 통하여 입증된 바 있다. 스트레스에 대한 완충효과설(buffering effects)에 따르면 개인이 사회적 지지를 많이 받을수록 직무스트레스에 대한 부정적 영향이 완화될 수 있다(명준희, 2006). 실제 선행연구 결과에 따르면, 원장과 동료의 사회적 지지는 보육교사의 직무스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타났으며(조성연, 이정희, 2010), 유치원 교사의 직장 내 사회적 지지가 높을수록 직무스트레스 수준이 낮은 것으로 나타났다(임진형, 1999). 명준희(2006)는 사회적 지지를 높게 지각하는 보육교사일수록 직무스트레스 상황에서 전문성 인식이 높게 나타남을 밝힘으로써 사회적 지지가 교사의 직무스트레스를 경감시킬 수 있음과 동시에 사회적 지지가 전문성 인식 향상에 긍정적 영향을 미침을 밝혔다. 이러한 이론적 가설과 선행연구들을 통해 볼 때, 사회적 지지가 직무스트레스를 완화시킬 수 있는 완충자(buffer) 역할을 하여 보육교사가 지각한 사회적 지지가 어린이집 내에서 발생하는 직무스트레스를 완화하는 데 도움을 주어 교사의 주관적 안녕감 증진에도 도움을 줄 것이라 기대된다. 따라서 이 연구에서는 사회적 지지가 자아탄력성과 직무스트레스에 미치는 직접적 영향력을 밝히고자 한다.

이상의 내용을 종합해보면 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지는 보육교사의 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미칠 것으로 예측된다. 또한 보육교사의 자아탄력성과 사회적 지지는 직무스트레스에 직접적인 영향을 미치며, 사회적 지지는 자아탄력성에 직접적인 영향을 미칠 것으로 예측된다. 지금까지 보육교사의 행복감에 관한 연구들은 이루어졌으나 주관적 안녕감과 관련 변인들의 관계를 살펴본 연구는 매우 제한적으로 이루어져 왔다. 행복감은 주관적 안녕감을 의미할 수도 있고, 심리적 안녕감을 의미할 수도 있으며, 일상적이고 광범위한 다양한 의미로 사용되기도 한다. 따라서 주관적 안녕감이라는 보다 정확한 의미의 개념을 사용하여, 보육교사의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 변인들을 밝힐 필요성이 제기된다. 따라서 이 연구에서는 보육교사의 주관적 안녕감과 관련되는 변인들의 인과적 관계를 규명해보고자 한다. 이 연구의 결과는 행복한 보육교사를 양성하는데 필요한 이론적 근거를 제공하고, 보육교사를 위한 심리적 지원과 프로그램 개발을 위한 기초자료로 활용될 수 있으리라 기대된다.

이상의 연구목적에 근거하여 설정한 연구문제는 다음과 같다.

  • <연구문제 1> 보육교사의 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지는 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는가?
  • <연구문제 2> 보육교사의 자아탄력성과 사회적 지지는 직무스트레스에 직접적인 영향을 미치는가?
  • <연구문제 3> 보육교사의 사회적 지지는 자아탄력성에 직접적인 영향을 미치는가?

Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상

이 연구에서는 보육교사의 주관적 안녕감에 대한 사회적 지지, 자아탄력성, 직무스트레스의 직접 효과를 검증하기 위해 전국에 소재한 어린이집에 근무하고 있는 보육교사 530명을 대상으로 자기보고법(질문지)을 통해 자료를 수집하였다. 연구대상 보육교사의 연령, 성별, 최종학력, 자격증, 경력, 근무 기관 유형, 담당연령을 살펴보면 <표 1>과 같다.

표 1. 
연구대상자의 일반적 특성
변인 하위 요인 빈도 %
연령 20∼25세 78(14.7)
26∼30세 117(22.1)
31∼35세 80(15.1)
36∼40세 92(17.4)
40세 이상 163(30.7)
성별 남자 1(0.2)
여자 529(99.8)
최종학력 고등학교 졸업 13(2.5)
전문대(2,3년) 졸업 273(51.5)
4년제 졸업 211(39.8)
대학원 이상 320(6.0)
기타 1(0.2)
자격증 보육교사 3급 10(1.9)
보육교사 2급 170(32.1)
보육교사 1급 350(66)
경력 3년 미만 145(27.4)
3년 이상∼6년 미만 134(25.3)
6년 이상∼9년 미만 93(17.5)
9년 이상 147(27.7)
무응답 11(2.1)
어린이집 기관 유형 국공립어린이집 134(25.3)
직장어린이집 105(19.8)
사회복지법인어린이집 124(23.4)
부모협동어린이집 1(0.2)
민간어린이집 149(28.1)
가정어린이집 17(3.2)
담당 연령 만 0세 58(10.9)
만 1세 154(29.1)
만 2세 160(30.2)
만 3세 70(13.2)
만 4세 29(5.5)
만 5세 32(6.0)
혼합반 24(4.5)
무응답 3(0.6)
합계 100

2. 측정도구
1) 주관적 안녕감

이 연구에서는 주관적 안녕감의 구성요소인 정서적 요소와 인지적 요소(Diener, 1984)를 측정하기 위해 다음과 같은 측정도구를 사용하였다. 먼저 보육교사의 주관적 안녕감의 정서적 요소를 측정하기 위하여 Watson 등(1988)의 PANAS(Positive Affectivity and Negative Affectivity Schedule)를 번역하여 사용하였다. 이 척도는 20문항으로 이루어져 있으며, 긍정적 정서를 의미하는 단어 10개와 부정적 정서를 의미하는 단어 10개가 무선적으로 배치되어있다. 응답자는 각 문항에 대해 자신에게 해당하는 정도를 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 평정한다. 정서적 요소의 총점 범위는 20∼100점이며, 점수가 높을수록 긍정적 정서가 높음을 의미한다. 또한 주관적 안녕감의 인지적 요소를 측정하기 위하여 Diener, Emmons, Larsen과 Griffin(1985)이 개발한 SWLS(Satisfaction With Life Scale)를 번역하여 사용하였다. SWLS 척도는 총 5문항으로 구성되어 있으며, 응답자는 각 문항에 대해 자신에게 해당하는 정도를 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 평정한다. 인지적 요소의 총점 범위는 5∼25점이며, 점수가 높을수록 삶에 대한 만족도가 높음을 의미한다. 주관적 안녕감 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s ɑ 계수를 산출한 결과, ɑ=.90으로 신뢰로운 것으로 나타났다. 하위요인별 신뢰도는 <표 2>와 같다.

표 2. 
주관적 안녕감 척도 신뢰도
문항 수 문항 번호 신뢰도
정서적 요소 20 1, 2*, 3, 4*, 5, 6*, 7*, 8*, 9, 10, 11*, 12, 13*, 14, 15*, 16, 17, 18*, 19, 20* .87
인지적 요소 5 21, 22, 23, 24, 25 .87
전체 .90
*은 역산 문항을 의미함

2) 자아탄력성

보육교사의 자아탄력성을 측정하기 위하여 Klohnen(1996)이 California 성격검사 CPI(California Personality Inventory)에서 자아탄력성과 관련된 문항을 추출하여 구성한 자아탄력성 척도를 박현진(1996)이 번안한 것을 사용하였다. 본 척도는 자신감, 대인관계 효율감, 낙관적 태도, 분노조절의 4개 하위요인으로 구성되며, 자신감 9문항, 대인관계 효율감 8문항, 낙관적 태도 10문항, 분노조절 2문항으로 총 29문항으로 구성된다. 응답자는 각 문항에 대해 자신에게 해당하는 정도를 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 평정한다. 자아탄력성의 총점 범위는 29∼145점이며, 점수가 높을수록 자아탄력성이 높음을 의미한다. 자아탄력성 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s ɑ 계수를 산출한 결과, ɑ=.93으로 신뢰로운 것으로 나타났다. 하위요인별 신뢰도는 <표 3>과 같다.

표 3. 
자아탄력성 척도 신뢰도
문항 수 하위요인 문항 번호 신뢰도
자아탄력성 29 자신감 7*, 10*, 11*, 12*, 13*, 22*, 23, 24*, 26* .86
대인관계 효율감 3*, 4*, 5*, 8*, 9*, 14*, 15*, 21* .85
낙관적태도 1*, 2*, 6*, 16, 17*, 18, 20*, 25*, 28, 29* .84
분노조절 19*, 27* .68
전체 .93
*은 역산 문항을 의미함

3) 직무스트레스

보육교사의 직무스트레스 측정을 위해 Clark(1980)이 개발하고, Moracco, Danford와 D’Arienzo(1982)가 수정한 교사 직무스트레스 요인 질문지(Teacher Occupational Stress Factor Questionnaire)를 번안한 후, 보육교사에게 적합하도록 수정⋅보완하여 사용하였다. 직무스트레스 척도는 행정적 지원, 원아와의 활동, 재정적 요인, 동료교사와의 관계, 업무요인의 5개 하위요인으로 구성되며, 행정적 지원 7문항, 원아와의 활동 8문항, 재정적 요인 3문항, 동료교사와의 관계 7문항, 업무요인 5문항으로 총 30문항으로 구성된다. 응답자는 각 문항에 대해 자신에게 해당하는 정도를 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 평정한다. 직무스트레스의 총점 범위는 30∼150점이며, 점수가 높을수록 직무스트레스를 높게 지각함을 의미한다. 직무스트레스 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s ɑ 계수를 산출한 결과, ɑ=.92로 신뢰로운 것으로 나타났다. 하위요인별 신뢰도는 <표 4>와 같다.

표 4. 
직무스트레스 척도 신뢰도
문항 수 하위요인 문항 번호 신뢰도
직무스트레스 30 행정적 지원 3, 7, 10, 15, 17, 20, 26 .82
원아와의 활동 1, 5, 9, 12, 19, 21, 24, 25 .73
재정적 요인 2, 14*, 28 .73
동료교사와의 관계 4, 8, 11, 18, 23, 27, 30 .89
업무요인 6, 13, 16, 22, 29 .75
전체 .92
*은 역산 문항을 의미함

4) 사회적 지지

보육교사의 사회적 지지를 측정하기 위하여 박지원(1985)이 제작한 사회적 지지 척도를 보육교사에게 적합하도록 수정⋅보완하여 사용하였다. 사회적 지지 척도는 물질적 지지, 정보적 지지, 정서적 지지, 평가적 지지의 4개 하위요인으로 구성되며, 물질적 지지 4문항, 정보적 지지 7문항, 정서적 지지 9문항, 평가적 지지 5문항으로 총 25문항으로 구성된다. 응답자는 각 문항에 대해 자신에게 해당하는 정도를 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 평정한다. 사회적 지지의 총점 범위는 25∼125점이며, 점수가 높을수록 사회적 지지를 많이 받고 있다고 지각함을 의미한다. 사회적 지지 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s ɑ 계수를 산출한 결과, ɑ=.98로 신뢰로운 것으로 나타났다. 하위요인별 신뢰도는 <표 5>와 같다.

표 5. 
사회적 지지 척도 신뢰도
문항 수 하위요인 문항 번호 신뢰도
사회적지지 25 물질적지지 3, 13, 20, 24 .80
정보적지지 8, 14, 15, 17, 18, 22, 25 .94
정서적지지 1, 6, 7, 9, 10, 11, 16, 21, 23 .94
평가적지지 2, 4, 5, 12, 19 .89
전체 .98
*은 역산 문항을 의미함

3. 자료수집 절차

자료 수집은 2019년 10월 대구가톨릭대학교 생명윤리위원회(IRB)를 통해 연구과정과 질문지 심의를 마친 후(문서번호 CUIRB-2018-0048), 전국에 소재한 어린이집에 근무하고 있는 보육교사 600명을 임의로 표집하여 직접 방문 및 우편을 통해 질문지를 전달 및 배부하여 이루어졌다. 연구자는 표집된 보육교사에게 우편을 통해 질문지를 배부할 경우 연구의 목적과 평정 시 주의사항을 안내문 형식으로 작성하여 질문지와 함께 동봉하여 배부 및 수거하였고, 어린이집에 직접 방문하는 경우 연구의 목적과 질문지 응답 요령을 사전에 설명한 후 충분한 시간을 주고 질문지에 솔직하게 응답할 것을 부탁하였으며, 협조를 구하여 자기기입하도록 하였다. 질문지는 직접 방문하거나 우편을 통하여 회수하였다. 배부된 600부의 질문지 중 580부의 질문지가 회수되었으며, 무응답 질문지와 답변이 성실하지 못한 질문지 50부를 제외한 530부를 최종 분석에 사용하였다.

4. 통계적 모델 및 자료 분석

이 연구에서는 보육교사의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지 간의 직접효과를 분석하기 위해 <그림 1>과 같이 4개의 측정모델과 1개의 구조모델로 이루어진 구조회귀모델을 설정하였다. 주관적 안녕감을 측정하기 위해 정서적 안녕감과 삶의 만족도를 지표변인으로 선정하였고, 자아탄력성을 측정하기 위해 자존감, 대인관계 효율감, 낙관적 태도, 분노조절을 지표변인으로 선정하였다. 직무스트레스를 측정하기 위해 행정적 지원, 원아와의 활동, 재정적 요인, 동료교사와의 관계, 업무요인을 지표변인으로 선정하였으며, 사회적 지지를 측정하기 위해 물질적 지지, 정보적 지지, 정서적 지지, 평가적 지지를 지표변인으로 선정하였다. 통계적 모델은 측정모델 확인 단계와 구조회귀모델 검증 단계의 총 2단계 절차를 거쳐야 하기 때문에(문수백, 2009), AMOS 20.0의 확인적 요인분석을 이용하여 측정모델의 부합도를 평가하고 수렴적 타당도와 변별적 타당도를 확보하였으며, 구조회귀모델의 부합도를 평가하고 모수치를 추정하였다. 측정모델의 부합도는 Χ², NC, TLI, CFI, SRMR, RMSEA를 통해 평가하였으며 유의수준 .05에서 모수치의 통계적 유의성을 검증하였다. 또한 간접효과 확인을 위해 AMOS 20.0에서 Phantom 변인을 이용한 간접효과모델을 설정하였고, Bootstrapping 절차를 통해 유의수준 .05에서 통계적 유의성을 검증하였다.


그림 1. 
통계적 모델

표 6. 
측정변인 간의 상호상관행렬 및 기술 통계치
변인 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 1.00
2 .87** 1.00
3 .89** .90** 1.00
4 .85** .84** .89** 1.00
5 .35** .31** .38** .40** 1.00
6 .26** .26** .32** .33** .68** 1.00
7 .37** .32** .38** .41** .75** .59** 1.00
8 .12** .13** .14** .17** .49** .36** .44** 1.00
9 -.52** -.50** -.50** -.50** -.35** -.29** -.38** -.31** 1.00
10 -.25** -.22** -.27** -.28** -.48** -.41** -.49** -.36** .54** 1.00
11 -.24** -.20** -.20** -.22** -.18** -.14** -.24** -.15** .51** .34** 1.00
12 -.44** -.46** -.45** -.48** -.33** -.28** -.38** -.25** .63** .38** .41** 1.00
13 -.35** -.31** -.35** -.34** -.33** -.29** -.32** -.24** .69** .43** .47** .50** 1.00
14 .36** .31* .40** .42** .49** .40** .50** .45** -.40** -.40** -.22** -.37** -.37** 1.00
15 .27** .19** .25** .27** .46** .39** .51** .43** -.29** -.36** -.24** -.20** -.25** .53** 1.00
평균 15.40 26.97 34.52 19.30 33.88 28.80 37.38 6.81 18.47 21.41 9.16 15.68 14.02 70.66 15.42
표준
편차
2.40 4.51 5.67 3.01 5.03 5.07 5.43 1.69 4.60 4.19 2.27 4.90 3.62 9.07 3.39
왜도 .00 -.32 -.21 -.17 -.24 -.17 -.40 -.09 .05 -.04 .02 .25 .05 .21 -.05
첨도 -.38 .41 .21 .17 -.06 -.18 .14 -.53 -.09 .08 -.12 -.11 -.06 -.27 -.10
n 530
** p < .01
1. 물질적 지지, 2. 정보적 지지, 3. 정서적 지지, 4. 평가적 지지, 5. 자신감, 6. 대인관계 효율감, 7. 낙관적 태도, 8. 분노조절, 9. 행정적 지원, 10. 원아와의 활동, 11. 재정적 요인, 12. 동료교사와의 관계, 13. 업무요인, 14. 정서적 안녕, 15. 삶의 만족도


Ⅲ. 연구결과
1. 측정변인 간의 상호상관행렬 및 기술 통계치

530명의 보육교사로부터 수집된 자료에 대하여 각 측정변인들의 평균 및 표준편차, 왜도, 첨도, 측정변인들 간의 상호상관행렬 및 사례수를 추정한 결과는 다음과 같다.

측정변인의 단변인 또는 다변인 정규분포성의 가정 충족 여부에 대해 확인한 결과, 변인의 표준 왜도는 -.32∼.25로 나타났으며, 첨도는 -.53∼.41로 확인되었다. 변인의 분포의 표준왜도지수의 절대값이 3.0보다 크면 왜도가 심한 것으로 판정할 수 있으며, 표준첨도지수의 절대값이 10보다 크면 분포에 문제가 있는 것으로 판정할 수 있으므로(문수백, 2018), 이 연구의 변인은 정규분포성의 가정을 충족하고 있음을 확인할 수 있었다.

2. 측정모델의 부합도 검증 및 모수치 추정

측정모델의 부합도를 알아보기 위하여 최대우도추정법(MLE: Maximum Likelihood Estimation)을 통해 모델부합도를 추정하였다. <표 7>에서 보는 바와 같이 측정모델의 RMSEA를 포함한 모든 부합도 지수가 양호한 것으로 나타나 이 연구의 측정모델 설정이 타당함을 확인하였다.

표 7. 
측정모델의 부합도 검증 결과
모델 NPAR DF CMIN NC TLI CFI SRMR RMSEA(.08)
LO90 HI90
지수 36 84 367.60 4.376 .94 .95 .06 .072 .088

측정모델의 부합도 지수가 양호한 것으로 확인됨에 따라 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 이용하여 측정모델의 모수치를 추정한 결과 <그림 2>과 같이 나타났다.


그림 2. 
측정모델의 모수치 추정 결과

측정모델에서 나타난 모수치 추정결과, 잠재변인인 사회적 지지, 자아탄력성, 직무스트레스, 주관적 안녕감 간의 상관계수는 -.57∼.77 사이로 나타났으며, 각각의 잠재변인에 대한 지표변인의 요인부하량은 .55∼.97로 나타났다. 변별타당도 확보를 위해서는 잠재변인들 간의 상관 계수가 .85 이하가 되어야 하며, 수렴적 타당도를 확보하기 위해서는 잠재변인과 지표변인 간의 평균 요인부하량이 최소한 .50 이상이 되어야 한다(문수백, 2009). 따라서 이 연구의 측정모델이 변별타당도와 수렴적 타당도를 모두 만족시키고 있음을 확인하였으며, 앞서 살펴 본 측정도구에 대한 신뢰도 또한 양호한 것으로 확인되었으므로, 이 연구는 신뢰도와 타당도가 모두 확보된 것으로 볼 수 있다.

3. 초기 연구모델의 부합도 및 모수치 추정
1) 초기 연구모델의 부합도 검증 결과

이 연구의 측정모델과 구조모델의 모든 부합도 지수가 양호한 것으로 나타났고, 선행연구들을 통해 구조회귀모델의 모델추정가능성이 이론적으로 확인되었기 때문에 최대우도추정법(MLE: Maximum Likelihood Estimation)을 이용하여 초기 연구모델의 부합도를 평가하였다. <표 8>에서 보는 바와 같이 초기 연구모델의 부합도가 모든 부합도 평가 기준에 충족되는 것으로 나타났으므로, 모델 설정이 신뢰롭고 타당한 것으로 입증되었다.

표 8. 
초기 연구모델의 부합도 지수
모델 NPAR DF CMIN NC TLI CFI SRMR RMSEA(.08)
LO90 HI90
지수 36 84 367.60 4.376 .94 .95 .06 .072 .088

2) 초기 연구모델의 모수치 추정 결과

초기 연구모델의 부합도 지수가 평가 기준을 충족시키는 것으로 나타났으므로 초기 연구모델의 모수치 추정 결과를 경로모형으로 나타내면 <그림 3>과 같다.


그림 3. 
초기 연구모델의 모수치 추정 결과

4. 수정 연구모델의 부합도 검증

초기 연구모델에서 보육교사의 사회적 지지가 주관적 안녕감에 미치는 직접적인 영향이 유의하지 않은 것으로 나타남으로써, 보다 간명한 모델을 설정하기 위해 1개의 경로를 제거하여 <그림 4>와 같이 수정 연구모델을 설정하였다.


그림 4. 
수정 연구모델

1) 수정 연구모델의 부합도 검증 결과

수정 연구모델의 부합도 지수를 알아보기 전에 초기 연구모델과 수정 연구모델 간의 부합도 차이와 지수를 검증한 결과는 <표 9>과 같다. 수정 연구모델과 초기 연구모델의 모델 비교분석에서 볼 수 있는 바와 같이, 연구자가 설정한 초기 연구모델에서 통계적으로 유의하지 않은 1개의 경로를 제거하여 수정 연구모델을 설정한 다음, 수정 연구모델의 부합도를 추정한 결과, 전체적인 모델의 부합도가 2.19 만큼 감소하게 되었으나, 부합도 감소량이 p = .14(> .05)로써 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 초기 연구모델에서 1개의 경로를 제거하였으나, 모델의 전반적인 부합도는 통계적으로 유의할 만큼 손실되지 않으면서 모델의 간명성은 dfD=1 만큼 좋아졌음을 확인하였다. 따라서 이 연구의 모델 수정 작업은 성공적이었다고 볼 수 있다.

표 9. 
수정 연구모델과 초기 연구모델 간의 부합도 차이 검증 결과
모델 dfD χ²D p
초기연구 1 2.19 .14
수정연구
*p < .05

또한 <표 10>에서 보는 바와 같이 초기 연구모델과 수정 연구모델의 부합도 지수를 비교해 본 결과, 통계적으로 유의할 만큼 손실을 보이지 않으면서 초기 연구모델과 전반적으로 유사하게 나타났다. 따라서 수정 연구모델을 이 연구의 최종 연구모델로 선정하였다.

표 10. 
수정 연구모델과 초기 연구모델 간의 부합도 지수 비교
모델 NPAR DF CMIN NC TLI CFI SRMR RMSEA(.08)
LO90 HI90
초기모델 36 84 367.60 4.376 .94 .95 .06 .072 .088
수정모델 35 85 369.79 4.350 .94 .95 .06 .071 .088

5. 최종 연구모델의 모수치 추정 결과

최종 연구모델의 모수치 추정 결과를 경로모형으로 나타내면 <그림 5>과 같고, 모수치에 대한 통계적 유의성을 검증한 결과는 <표 11>와 같다.


그림 5. 
최종 연구모델의 모수치 추정 결과

표 11. 
최종 연구모델의 모수치 추정 및 통계적 유의성 검증 결과
변인 비표준화계수 표준화계수 S.E C.R
직접효과
자아탄력성 주관적 안녕감 1.0 .65 .09 11.48**
직무스트레스 주관적 안녕감 -.62 -.24 .14 -4.53**
자아탄력성 직무스트레스 -.20 -.33 .03 -6.92**
사회적 지지 직무스트레스 -.41 -.42 .05 -9.04**
사회적 지지 자아탄력성 .70 .44 .07 9.96**
** p < .01

<표 11>에서 보는 바와 같이 최종 연구모델의 변인들 간의 경로계수의 통계적 유의성 검증 결과 첫째, 보육교사의 자아탄력성과 직무스트레스가 주관적 안녕감에 미치는 직접효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 영향은 B = 1.0, 직무스트레스가 주관적 안녕감에 미치는 영향은 B = -.62로, 두 변인의 주관적 안녕감에 직접적인 효과는 유의한 것으로 나타났다(p < .01). 이는 자아탄력성이 높을수록 주관적 안녕감이 높으며, 직무스트레스가 낮을수록 주관적 안녕감이 높다는 것을 의미한다.

둘째, 보육교사의 자아탄력성과 사회적 지지가 직무스트레스에 미치는 직접효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 자아탄력성이 직무스트레스에 미치는 영향은 B = -.20, 사회적 지지가 직무스트레스에 미치는 영향은 B = -.41으로, 두 변인의 직무스트레스에 대한 직접적인 효과는 유의한 것으로 나타났다(p < .01). 이는 자아탄력성이 높을수록 직무스트레스가 낮으며, 사회적 지지가 높을수록 직무스트레스가 낮다는 것을 의미한다.

셋째, 사회적 지지가 자아탄력성에 미치는 직접효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 사회적 지지가 자아탄력성에 미치는 영향은 B = .70으로 자아탄력성에 대한 사회적 지지의 직접적인 유의한 것으로 나타났다(p < .01). 이는 사회적 지지가 높을수록 자아탄력성이 높다는 것을 의미한다.

6. 최종 연구모델의 간접효과 유의성 검증

이 연구의 연구문제는 각 변인 간의 직접효과 여부이지만, 직접효과를 논의하는 과정 속에서 간접효과를 함께 논의할 수 있다. 간접효과는 연구자의 직접적인 관심현상은 아니더라도 변인들 간의 직접효과 범위를 넘어선 새로운 현상이기 때문에 간접적인 효과가 존재할 수 있는 논리적 추론을 제시하면서 그 의의와 가능성을 알아볼 수 있다(문수백, 2009). 따라서 이 연구에서도 간접효과를 확인하기 위하여 <그림 6>과 같이 Phantom 변수를 이용한 간접효과모델을 설정하여 AMOS 20.0이 Bootstrapping 절차를 통해 간접효과를 추정하고 통계적 유의성을 검정하였으며, 그 결과는 <표 12>와 같다.


그림 6. 
Phantom Variable을 이용한 간접효과 추정모델

표 12. 
최종 연구모델의 간접효과 추정 및 통계적 유의성 검증 결과
간접효과 간접효과계수
B S.E
사회적 지지 자아탄력성 주관적 안녕감 .72** .09
사회적 지지 직무스트레스 주관적 안녕감 .25** .07
사회적 지지 자아탄력성 직무스트레스 -.14** .03
자아탄력성 직무스트레스 주관적 안녕감 .09** .03
** p < .01

간접효과에 대한 검증결과를 살펴보면, 첫째, 사회적 지지는 자아탄력성을 통해 주관적 안녕감에 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(B = .72, p < .01). 이는 보육교사의 사회적 지지가 자아탄력성에 긍정적인 영향을 미쳐 주관적 안녕감에 간접적으로 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 둘째, 사회적 지지는 직무스트레스를 통해 주관적 안녕감에 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(B = .25, p < .01). 이는 보육교사의 사회적 지지가 직무스트레스에 긍정적인 영향을 미쳐 주관적 안녕감에 간접적으로 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 셋째, 사회적 지지는 자아탄력성을 통해 직무스트레스에 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(B = -.14, p < .01). 이는 보육교사의 사회적 지지가 자아탄력성에 긍정적인 영향을 미쳐 직무스트레스에 간접적으로 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 넷째, 자아탄력성은 직무스트레스를 통해 주관적 안녕감에 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(B = .09, p < .01). 이는 보육교사의 자아탄력성이 직무스트레스에 긍정적인 영향을 미쳐 주관적 안녕감에 간접적으로 영향을 미칠 수 있음을 의미한다.


Ⅳ. 논의 및 결론

이 연구는 보육교사의 주관적 안녕감 관련 변인으로 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지를 선정한 후 각각의 변인들이 보육교사의 주관적 안녕감에 미치는 직접적 영향력을 규명하고자 하였다. 이를 위하여 각각의 변인들에 대한 관련 이론과 선행연구 고찰을 바탕으로 설정한 가설적 연구모델에서 각각의 잠재변인들이 주관적 안녕감에 영향을 미치는 경로를 설정하여 구조방정식 모델링을 통해 통계적 검증을 실시하였다. 초기 연구모델의 모수치 추정결과, 보육교사의 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 경로계수가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타나 모델 간명화 작업을 이용하여 보육교사의 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 경로가 제거된 모델을 최종 연구모델로 설정하였다. 이 연구의 최종 연구모델에 대한 분석결과를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 보육교사의 자아탄력성과 직무스트레스는 주관적 안녕감과 인과적 관련성을 가지는 것으로 나타났다. 먼저 보육교사의 자아탄력성은 주관적 안녕감에 직접적 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 자아탄력성이 높은 교사일수록 자신에게 주어진 역경에 유연하게 대처할 수 있고, 삶의 어려움 속에서 느낄 수 있는 부정적인 정서를 극복하여 행복한 삶을 영위할 수 있다는 김성숙(2012)의 연구결과를 지지한다. 또한 자아탄력성이 높을수록 부정적인 환경을 효율적으로 극복하여 행복감을 느끼게 된다는 선행연구 결과(김유정, 2015)와 맥을 같이 한다. 보육교사의 자아탄력성이 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미친다는 것은 자아탄력성이 높은 보육교사일수록 주관적 안녕감이 높다는 것을 의미하며, 궁극적으로 보육교사의 자아탄력성은 위기 상황에서 스스로를 조절하여 심리적으로 안정되고 자신의 삶을 긍정적으로 인식하도록 도와주어 주관적 안녕감을 증진시키는 것으로 해석할 수 있다. 이는 보육교사의 주관적 안녕감 증진을 위해 교사 개인의 자아가 탄력적일 수 있도록 다양한 지원이 필요함을 시사한다.

다음으로 보육교사의 직무스트레스는 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 연구결과는 보육교사의 직무스트레스와 행복감이 유의미한 부적 상관이 있음을 밝힌 선행연구 결과(이유정, 2013)를 지지하며, 보육교사의 직무스트레스가 교사의 행복감 및 심리적 행복감과 관련된다고 밝힌 선행연구 결과(이은숙, 2016; 정민정, 김유진, 2009)와 맥락을 같이 한다. 또한 유치원 교사의 역할 스트레스가 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치며(Yang et al., 2018), 직무스트레스 대처와 관련된 소진이 초등학교 교사의 주관적 안녕감을 예측한다는 선행연구 결과(Cenkseven-Önder & Sari, 2009)와도 같은 맥락에서 해석해볼 수 있다. 보육교사의 직무스트레스는 효율적인 업무 수행에 부정적인 영향을 미치고 영유아와의 성공적인 상호작용을 방해하며, 직무사기를 떨어뜨려 결국 보육교사 자신의 주관적 안녕감을 저하시킨다. 주관적 안녕감은 정서적 안정과 삶에 대한 만족감이 높은 상태를 의미하기 때문에, 보육교사의 직무스트레스는 긍정적이며 정서적 안정을 유지하려는 보육교사의 주관적 안녕감에 직접적으로 부정적 영향을 미칠 수 있다. 이는 보육교사의 주관적 안녕감을 증진시키기 위해 교사의 스트레스를 효율적으로 관리할 수 있도록 다양한 지원이 이루어질 필요성이 있음을 잘 보여준다.

둘째, 보육교사의 자아탄력성과 사회적 지지는 직무스트레스와 인과적 관련성을 가지는 것으로 나타났다. 먼저 자아탄력성은 직무스트레스에 직접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌는데, 이는 자아탄력성이 직무스트레스에 직접적인 영향을 미친다고 밝힌 선행연구 결과(이은숙, 2016)와 일치하며, 초임보육교사의 자아탄력성 수준이 높을수록 직무스트레스가 감소한다고 밝힌 연구결과(최정수, 2017)와 맥을 같이 한다. 위와 같은 연구결과는 위기 상황에서 자신의 자아를 통제하여 유연하게 대처하는 능력인 자아탄력성이 높은 보육교사일수록 어린이집 내에서 발생하는 다양한 상황에 융통성 있게 대처할 수 있다는 것을 의미한다. 이는 자아탄력성이 높은 보육교사일수록 직무스트레스를 낮게 인식하고, 자아탄력성이 낮은 보육교사일수록 직무스트레스를 높게 인식하는 것으로 해석할 수 있다. 따라서 보육교사의 자아탄력성을 증진하는 것이 직무스트레스를 감소하는 방법 중 하나임을 확인할 수 있으며, 이는 보육교사의 자아탄력성을 증진시킬 수 있는 다양한 방안을 마련할 필요가 있음을 시사한다.

다음으로 보육교사가 지각한 사회적 지지는 직무스트레스에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 원장과 동료의 사회적 지지가 보육교사의 직무스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 결과(조성연, 이정희, 2010) 및 유치원 교사의 직장 내 사회적 지지가 높을수록 직무스트레스 수준이 낮은 것으로 나타난 선행연구 결과(임진형, 1999)와 일치한다. 또한 개인이 스트레스를 경험할 때 사회적 지지가 있다면 스트레스를 완화시킬 수 있다는 완충효과설(bufferinge effects)을 지지하고, 직무에 관련한 스트레스를 대처하는 데 있어 직장에서의 사회적 지지는 직무스트레스를 완화하는 데 중요한 역할을 한다는 명준희(2006)의 연구와도 맥을 같이 한다. 이 연구의 결과를 통해 어린이집 내에서 제공 받는 사회적 지지는 보육교사 스스로를 긍정적으로 생각하고, 자신의 역할에 대한 긍정적인 인식을 갖게 되어, 업무를 수행하는 과정에서 느끼게 되는 직무스트레스를 완화시킬 수 있음을 알 수 있다. 이는 보육교사와 어린이집 내 구성원의 사회적 관계를 통해 직무스트레스를 감소시킬 수 있는 다양한 방법에 대한 다각적 연구가 필요함을 시사한다.

셋째, 보육교사의 사회적 지지는 자아탄력성에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 보육교사가 지각한 사회적 지지가 자아탄력성에 영향을 미친다고 밝힌 선행연구 결과(고경미, 이선경, 2016)와 일치하며, 초등학생 및 중학생 이 지각한 사회적 지지와 자아탄력성 간의 유의미한 관련성을 밝힌 선행연구 결과(민그래, 2013; 임완주, 2013; 최미숙, 2014)와 같은 맥락에서 해석해 볼 수 있다. 위와 같은 연구결과는 보육교사가 어린이집 내에서 받는 긍정적인 사회적 지지는 위기에 대처하고 극복할 수 있는 능력인 자아탄력성을 증진시킬 수 있음을 의미한다. 어린이집 내에서 보육교사는 필요 시 인력이나 물건, 다양한 정보를 제공 받고, 따뜻한 관심과 애정을 받으며, 교사의 좋은 수업에 대해 인정받을 수 있는 환경이 필요하다. 따라서 보육교사가 어린이집 내에서 원장, 원감, 동료교사와 긍정적 관계를 형성하고 유지할 수 있도록 지속적인 관심을 가질 필요가 있다.

넷째, 보육교사의 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 직접적 인과관계는 유의하지 않은 것으로 밝혀졌으며, 사회적 지지가 자아탄력성 및 직무스트레스를 통해 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 사회적 지지가 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 결과는 보육교사의 사회적 지지와 행복감 간의 관계를 밝힌 선행연구 결과(정은주, 황해익, 2016) 및 보육교사의 사회적 지지가 심리적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 결과(강상, 이정민, 2017; 고경미, 이선경, 2016)와 일치하지 않는다. 이는 일상적이며 광범위한 의미의 행복감이나 심리적 측면에 초점을 둔 심리적 안녕감에 비해 주관적 안녕감은 정서적, 인지적 측면의 안녕감을 측정한다는 점에서 결과의 차이가 나타난 것으로 해석된다. 그러나 보육교사를 대상으로 주관적 안녕감과 관련 변인 간의 관계를 살펴본 연구가 부족하므로, 앞으로 후속 연구를 통해 개인의 안녕감을 측정하는 다양한 변인들의 특성을 규명하고, 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인들을 탐색해볼 필요가 있을 것이다.

다섯째, 사회적 지지는 자아탄력성을 통해 보육교사의 주관적 안녕감에 간접효과를 미치는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 고등학생이 지각한 부모와 교사의 사회적 지지와 주관적 안녕감의 관계에서 자아탄력성의 매개효과가 유의미하게 나타난 선행연구 결과(류계라, 2019)와 부분적으로 일치한다. 이는 자아탄력성이 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 관계를 매개하는 매개변인임을 의미하며, 사회적 지지가 자아탄력성을 높임으로써 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 또한 사회적 지지는 직무스트레스를 통해 보육교사의 주관적 안녕감에 간접효과를 미치는 것으로 확인되었다. 이는 직무스트레스와 주관적 안녕감의 관계에서 대인관계능력과 사회적 지지의 순차적 매개효과를 검증한 선행연구 결과(김흥식, 2018)와 맥락을 같이 한다. 즉, 직무스트레스는 사회적 지지와 주관적 안녕감 간의 관계를 매개하는 매개변인임을 의미하며, 사회적 지지가 직무스트레스를 감소시킴으로써 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 이상의 결과를 통해 볼 때 사회적 지지는 주관적 안녕감에 직접적으로 관련되기 보다는 다른 개인적 특성에 긍정적으로 작용함으로써 궁극적으로 주관적 안녕감까지 그 영향이 이어진 것으로 추측된다. 즉, 보육교사가 밀접하게 상호작용하는 구성원으로부터 받는 지지는 주어진 상황을 보다 긍정적으로 인식하고 유연하게 대처함으로써 보육교사가 심리적으로 안정되어 자신의 삶에 대한 만족감에 긍정적으로 작용한 것으로 해석해 볼 수 있다.

여섯째, 사회적 지지는 자아탄력성을 통해 보육교사의 직무스트레스에 간접효과를 지니는 것으로 확인되었다. 이는 자아탄력성이 사회적 지지와 직무스트레스 간의 관계를 매개하는 매개변인임을 의미하며, 사회적 지지가 자아탄력성을 높임으로써 직무스트레스를 감소시키는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 보육교사가 어린이집 내 구성원으로부터 높은 지지를 받을수록 긍정적인 지지를 기반으로 위기에 대처하여 극복할 수 있는 역량이 증진될 수 있으며, 이와 같은 역량은 어린이집 내에서 다양한 스트레스가 상황이 발생하였을 때 직무스트레스로부터 보육교사를 보호하는 요인으로 작용할 수 있을 것이다. 다음으로 자아탄력성은 직무스트레스를 통해 보육교사의 주관적 안녕감에 간접효과를 미치는 것으로 나타났으며, 직무스트레스가 자아탄력성과 주관적 안녕감 간의 관계를 매개하는 매개변인임이 확인되었다. 이는 자아탄력성이 직무스트레스를 감소시킴으로써, 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 자아탄력적인 보육교사일수록 어린이집 내에서 발생하는 스트레스 상황을 유연하게 대처하여 결국 주관적 안녕감을 높게 인식할 수 있을 것이다.

이상의 연구결과를 종합해보면, 먼저 보육교사의 주관적 안녕감에 있어 자아탄력성과 직무스트레스 인식이 매우 중요한 역할을 함을 확인할 수 있었다. 이는 교사가 처한 근무환경과 이에 대한 인식, 환경에 대처할 수 있는 교사의 역량이 보육교사의 주관적 안녕감에 중요한 영향을 미친다는 것을 의미한다. 보육교사의 심리적 건강과 안정은 영유아에 대한 교사의 행동으로 나타날 수 있기에 그 어떤 요인보다 중요하므로 보육교사가 평소에 행복감을 지닐 수 있도록 돕는 근무환경을 조성하고 교사가 다양한 상황에 대해 침착하고 유연하게 반응하여 적극적으로 대처해나갈 수 있도록 돕는 다각적 지원 역시 필요할 것이다. 이 연구에서 사회적 지지의 경우 주관적 안녕감에 대한 직접적인 영향력이 검증되지 않았으나, 자아탄력성과 직무스트레스 인식을 통해 간접적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 이는 보육교사가 구성원들로부터 긍정적 지원을 받는다고 하여 교사의 심리적 안녕감이나 삶에 대한 만족도가 바로 높아지지는 않지만, 교사가 근무상황을 보다 긍정적으로 인식하여 탄력적으로 대처할 수 있도록 도움으로써 간접적으로 교사의 주관적 안녕감이 증진될 수 있음을 의미한다. 사회적 지지에 있어 큰 영향력을 지닌 어린이집 원장은 보육교사의 근무환경을 개선하여 교사가 과도한 업무스트레스를 받지 않도록 지원할 필요가 있다. 또한 교사에 대한 관심과 심리적 지원, 다양한 자기 계발 프로그램 운영 들을 통해 교사가 자신에 대해 긍정적으로 인식하여 상황에 유연하게 대응하고 자신의 잠재력과 역량을 키워나갈 수 있도록 지원해야 할 필요가 있다. 2020 어린이집 평가에서는 원장의 리더십을 강조하고 있는데, 보육 현장에서 원장이 보육교사를 존중하고, 건전한 조직문화 조성을 위해 노력하고 있는지 지속적으로 모니터링할 필요가 있을 것이다. 이와 함께 원장 직무 교육 시 보육교사에 대한 물리적⋅정서적 지원을 위한 원장의 역할과 그 중요성에 대한 내용을 보다 강조할 필요가 있을 것이다.

마지막으로 이 연구의 제한점을 살펴보고 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다.

첫째, 이 연구는 보육교사의 주관적 안녕감에 대한 환경적 변인으로 사회적 지지를, 개인적 변인으로 자아탄력성과 직무스트레스를 설정하여 연구하였으므로, 보육교사의 주관적 안녕감 전체를 설명하는 데 무리가 있다. 따라서 추후 연구에서는 보육교사의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 다른 다양한 환경적 변인과 개인적 변인이 고려되어 좀 더 복합적이고 심층적인 인과모형을 검토할 필요가 있다. 둘째, 이 연구에서는 보육교사의 사회적 지지가 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미칠 것이라는 가설을 수립하였으나, 실제 사회적 지지는 자아탄력성과 직무스트레스를 통해 주관적 안녕감에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 후속연구에서는 사회적 지지와 주관적 안녕감의 관계를 보다 심층적으로 규명하고, 두 변인 간의 관계를 매개하는 다양한 개인 요인들을 탐색해볼 필요가 있다. 셋째, 이 연구에서는 기존 선행연구에서 독립변인과 종속변인의 인과적 관계가 충분히 검증되지 않았다는 점에 근거하여 독립변인과 종속 변인 간의 직접적인 인과관계를 밝히는 데 초점을 두었다. 그러나 연구 결과, 변인들 간의 간접효과가 있는 것으로 밝혀졌으므로 추후에는 변인들의 매개효과를 검증하는 것에 중점을 둔 연구가 이루어질 필요가 있을 것이다.

이러한 제한점에도 불구하고 이 연구는 자아탄력성, 직무스트레스, 사회적 지지가 보육교사의 주관적 안녕감을 증진시킬 수 있는 주요 요인이 될 수 있음을 밝혔다는 점에서 이론적 의의를 지닌다. 또한 구조방정식모델링을 통해 변인 간의 관계 구조를 종합적으로 분석하여 보육교사의 주관적 안녕감에 대한 폭넓은 이해를 제공하였다는 점에서 의의를 지닌다. 이 연구의 결과가 보육교사의 주관적 안녕감을 증진시킬 수 있는 다양한 프로그램 개발의 기초 자료로 활용되어, 궁극적으로 보육교사의 행복 및 발전과 더불어, 교사와 직접 상호작용하는 영유아의 적응적 발달에까지 도움이 될 수 있기를 기대한다.


Acknowledgments

본 논문은 제1저자의 석사학위논문 중 일부이며, 2019년 한국가정관리학회 추계학술대회 포스터 발표문을 수정⋅보완한 것임.


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