서론
2022년 12월 21일 교육부는 미래 사회가 요구하는 포용성과 창의성을 갖춘 주도적인 인재 양성을 목적으로 초·중등학교 및 특수교육의 교육과정 개정안을 발표하였다. 4차 산업혁명과 지식정보사회로의 진입 과정에서 창의성을 갖춘 주도적인 인재 육성은 새로운 산업혁명 사회로의 발전 측면에서 필연적이다. 그러나 포용성을 갖춘 주도적인 인재 양성을 함께 강조한 것은 주목할 점이다. 2022 개정 교육과정에서 강조하는 포용성은 배려, 소통, 협력, 공감, 공동체 의식의 인성을 통합적으로 표현한 것이다(Ministry of Education, 2022). 2022 개정 초등 교육과정에서 포용성이 강조된다는 점은 교육의 연계성과 체계성, 일관성 측면에서 영유아 교육기관에서도 생애 초기부터 관심을 갖고 진작 시켜야 할 인성 특성이라 할 수 있다. 그런데 여기서 고려할 점은 영유아의 포용성 진작을 위해서는 포용성 발현을 견인시킬 교사의 포용성 진작이 우선 검토될 필요가 있다는 것이다. 추상적 개념의 포용성을 영유아에게 교육하고 전달하기 위해서는 일상의 활동에서 배려, 협력, 공감 등의 포용성을 자연스럽게 경험하는 것이 필요하기 때문이다. 이러한 점을 생각해 볼 때 영유아 보육 현장에서 교사가 표현하는 포용적 행동은 영유아에게 포용성의 의미를 직·간접으로 경험하는 기회가 될 수 있다. 그리고 이러한 경험은 초중등 학교에서의 포용성 계발에 기초가 될 수 있을 것이다.
남을 너그럽게 감싸주거나 수용하는 성질로 표현되는 포용성의 사전적 정의(National Institute of Korean Language, Korean dictionary)와 배려, 협력, 공감 등으로 표현된 포용성의 설명을 고려해 볼 때 조직시민행동(Organizational Citizenship Behavior: OCB)은 보육교사의 포용성을 대표할 수 있는 개념이라 할 수 있다. Organ (1988)이 제안한 조직시민행동은 ‘조직에 대해 헌신적이고, 협력적이며, 주어진 직무 역할 외의 과업을 자발적으로 수행하며, 동료를 돕는 행동’을 의미하기 때문이다. 조직시민행동의 구체적 행동은 포용성의 예시적 행동을 내포하고 있으므로, 보육교사의 조직시민행동에 영향을 미치는 변인 규명은 보육교사의 포용성 진작을 위한 방안 마련에 도움을 줄 수 있을 것으로 보여진다.
Organ (1988)에 의해 처음 정의된 조직시민행동은 ‘공식적 보상시스템에 의해서 명백히 또는 직접적으로 인정되는 것은 아니지만 총체적으로 볼 때 조직의 효과적 기능을 촉진하는 개인의 재량적 행동’을 말한다. 조직의 기능을 이롭게 하거나 조직의 효율성을 향상시키기 위해 공식적인 직무와는 관계없음에도 동료를 지원하거나 조직의 전체 이익을 추구하기 위해 상대방을 배려하거나 규칙을 지키고 약속을 지키는 등의 행동은 이타성을 기반으로 한 조직시민행동(Smith et al., 1983; Williams & Anderson, 1991)의 구체적 예라 할 수 있다. 조직시민행동의 이타적이고 친사회적 행동의 특성을 고려해 볼 때, 보육교사의 조직시민행동은 어려움에 빠진 동료 교사를 돕거나 보육과 관련된 정보를 모아서 동료들과 공유하거나 원아는 물론 동료 교사나 학부모와 신뢰의 관계를 쌓는 상호작용을 하거나 어린이집 운영과 보육에 무형의 에너지가 되어 양질의 보육 서비스를 제공하는 등의 포용적 행동으로 나타날 수 있다. 이와 같은 보육교사의 조직시민행동을 증진시키기 위해서 고려할 점은 이타성에 기반 한 조직시민행동을 동기화시키는 요인은 무엇인가 하는 것이다. 개인이 목표 지향적인 행동을 개시하고, 유지하고 지속하게 하는 힘(Luthans, 1981; Steer & Poter, 1991)이 동기(motivation)임을 고려해 볼 때 조직시민행동을 일으키게 만드는 동기 변인에 대한 탐색이 필요하다.
동기 변인과 관련해, 대표적인 동기부여 이론인 Deci와 Ryan (1985)의 자기결정성(self-determination) 이론에서는 자기결정성 기능을 나타내는 정도에 따라 인간의 행동이 조절된다고 본다. 행동의 수준을 조절하는 자기결정성은 자율성(autonomy), 유능성(competence), 관계성(relatedness)에 관한 기본심리욕구에 영향 받는다. 기본심리욕구 충족은 다른 사람의 통제나 외부압력을 받지 않고 자기 스스로 행동을 선택하도록 자기결정성을 높여주기 때문에 내재적 동기를 활성화시키는 기반이 된다(Deci & Ryan, 1985; Ryan & Deci, 2000). 자율성, 유능성, 관계성의 3가지 기본심리욕구 중 자율성은 가장 핵심적인 요소(Ryan, 1982)로 자율성의 정도에 따라 동기는 내적 즐거움이나 기쁨, 가치나 흥미 등에 의해 행동하도록 하는 내재적 동기(intrinsic motivation)와 외적인 보상이나 평가 등에 의해 행동하도록 하는 외재적 동기(extrinsic motivation)로 구분된다(Deci & Ryan, 2008). Ryan과 Deci (2000)의 자기결정성 이론에 기반 한 내재적 동기는 기본심리욕구 중 자율성이 확보된 것을 말한다. 이에 반해 외재적 동기는 자율성의 확보 정도가 낮은 동기를 말한다. 외재적 동기는 자율성의 수준에 따라 동기 유형이 구분된다(Ryan & Deci, 2000). 자기결정성이 가장 낮은 유형인 ‘외적 조절(external regulation) 유형’에서는 외적 보상이나 처벌을 피하기 위해 행동한다. 이보다 자율성이 조금 높은 ‘부과된 조절(introjected regulation) 유형’에서는 타인의 인정을 받거나 죄책감 등을 피하기 위해 행동한다. 이 유형에서 자율성이 조금 더 높아진 ‘확인된 조절(identified regulation) 유형’에서는 주어진 목표를 자신의 것으로 받아들인 후 내면화시켜 스스로 행동한다. 외재적 동기 중 자율성이 가장 높은 ‘통합된 조절(integrated regulation)’은 내적 흥미나 가치가 외적 영향력과 완전히 결합될 때 발생되는 동기이므로, 내재적 동기와 많은 특성을 공유한다. 이러한 특징 때문에 자기결정성 이론을 기반으로 9개국 3435명을 대상으로 개발된 Gagné 등(2015)의 직무동기 척도에는 ‘통합된 조절(integrated regulation)’ 유형은 포함되지 않았다. ‘외적 조절(external regulation)’과 달리 ‘부과된 조절(introjected regulation)’과 ‘확인된 조절(identified regulation)’ 그리고 ‘통합된 조절(integrated regulation)’ 유형은 내재적 동기처럼 보이나 행동 자체의 즐거움과 흥미를 기반으로 동기화하지 않는다는 점에서 자기결정성 이론에서는 외재적 동기로 분류된다.
자율성 뿐 아니라 유능성, 관계성에 대한 기본심리욕구가 충족되었을 때 높아지는 자기결정성은 내재적 동기를 활성화시켜 이타성을 근간으로 한 조직시민행동에 정적 영향을 미치는 것(Amabile, 1997; Seo et al., 2018)으로 알려졌다. 한편 외재적 동기도 내재적 동기처럼 조직시민행동에 정적 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다. 이는 기존 내/외재적 동기(motivation) 이론이 구축 이론(crowding theory)을 기반(Benabou & Tirole, 2003)으로 내재적 동기와 외재적 동기를 상충관계(trade off)의 이분법적 분류 측면에서 접근한 것과 달리 자기결정성 이론에 근거한 내/외재적 동기는 기본심리욕구에 기반 한 자기결정성의 수준을 토대로 연속선 상 안에서 분류되었기 때문으로 해석된다. 외재적 동기에도 불구하고 외재적 동기가 내면화될 경우 내재적 동기와 같이 자기결정성 수준이 높아지면서 내재적 동기와 같이 긍정적 결과를 나타낼 수 있다고 보고 있다(Deci & Ryan, 1985; Ryan & Deci, 2000). 이러한 주장은 대학 강사를 대상으로 한 연구(Huei et al., 2014), 대학생을 대상으로 한 연구(Park et al., 2021), 군인을 대상으로 한 연구(Tremblay et al., 2009), 공무원을 대상으로 한 연구(Seo et al., 2018) 및 다양한 직군의 종사자를 대상으로 한 연구(Finkelstein, 2011)에서 자기결정성에 기반 한 외재적 동기가 내재적 동기처럼 조직시민행동에 정적 영향(Huei et al., 2014: Tremblay et al., 2009), 공무원을 대상으로 한 연구(Seo et al., 2018)을 미치고 있음을 통해 지지되고 있다.
내/외재적 동기가 조직시민행동을 설명하는 변인(Amabile, 1997; Finkelstein, 2011; Kim, 2018; Seo et al., 2018; Shaaban, 2018)으로 고려된다면, Bandura의 자기효능감도 보육교사의 조직시민행동을 설명하는 동기 변인(Anfajaya & Rahayu, 2020)으로 함께 고려될 수 있다. ‘주어진 목표를 달성하기 위해 자신의 행동을 효과적으로 실행할 수 있다고 믿는 신념’으로 정의되는 자기효능감(Bandura, 1977)은 특정 행동을 선택하고 수행하는데 영향을 미치는 변인으로 잘 알려져 있다(Bandura & Locke, 2003; Kim & Kim, 2008). 행동 수행의 선행 변인으로 알려진 자기효능감은 교육학 분야를 중심으로 연구되어 왔지만 경영학 분야에서도 조직몰입이나 헌신 등 조직 구성원의 수행에 영향을 미치는 유의한 변인으로 확인되고 있다(Cherian & Jacob. 2013; Morrow, 1993). 행복이나 열정, 즐거움과 같은 긍정 정서는 행동활성화체계(behavioral activation system)에 의해 행동을 수행하거나 확장시킨다(Gray, 1991). 이러한 긍정 정서의 특성을 고려해 볼 때, 행동 수행에 대한 높은 자기효능감은 자기 역량에 대한 분명한 믿음을 토대로 긍정 정서를 높여주기 때문에 선한 취지의 자발적 행동이나 조직시민행동(Williams & Shiaw, 1999) 등 사람들이 쉽게 수행하기 어려운 친사회적 행동으로 행동의 범위를 확장시켜 실천하도록 동기화시킨다고 볼 수 있다. 조직시민행동에서 자기효능감이 미치는 정적인 영향력을 고려해야 한다는 논의(Anfajaya & Rahayu, 2020)와 자동차 부품 근로자 400명을 대상으로 한 연구(Na-Nan et al., 2021), 1100명의 고등학교 교사를 대상으로 한 연구(Dussault, 2006)에서 자기효능감이 조직시민행동에 정적인 영향을 미친다고 보고한 경험적 연구 결과 등을 종합해 볼 때, 보육교사의 자기효능감은 조직시민행동에 정적 영향을 미칠 것으로 예측할 수 있다. 이에 보육교사의 대표적 업무인 교수효능감을 중심으로 보육교사의 자기효능감과 조직시민행동과의 관계성을 살펴보고자 한다.
보육교사의 조직시민행동을 설명하는 변인으로써 내/외재적 동기와 교수효능감의 영향력을 살펴보고자 한 이 연구에서 설명 변인으로 고려된 내/외재적 동기가 교수효능감에 영향을 미치는 선행 변인으로 보고(Kim & Cho, 2014; Kim & Song, 2022; Liu, 2020, Sung, 2006)되고 있다. 내/외재적 동기 모두 조직시민행동과 정적 관계(Finkelstein, 2011)을 나타내고 있듯, 내/외재적 동기는 교수효능감과 유의한 관계를 나타내고 있다. 외재적 동기에 비해 내재적 동기가 조직시민행동에 미치는 영향력에서 보다 강한 상관관계(Finkelstein, 2011)를 보인 것처럼 자기효능감에서도 내재적 동기는 외재적 동기에 비해 강한 영향력(Code, 2020)을 나타내고 있다. 내/외재적 동기가 교수효능감에 영향을 미친다는 사실은 내/외재적 동기->교수효능감->조직시민행동의 구조적 경로관계를 함의하는 것이다. 이는 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 직·간접적으로 영향미칠 수 있음을 의미하는 것으로 내/외재적 동기와 조직시민행동 간 관계에서 교수효능감의 매개적 기능이 검증될 필요가 있음을 시사하는 것이다. 실질적으로 가족을 위해 노력하려는 가족지향의 동기(family motivation)가 자기효능감을 매개로 조직시민행동에 영향을 미친다는 연구결과(Erum et al., 2020; Umrani, Siyal et al., 2020)는 보육교사의 내/외재적 동기가 조직시민행동에 미치는 영향에서 교수효능감이 매개적 변인으로 기능할 것을 시사하고 있다. 이에 이 연구에서는 보육교사의 조직시민행동을 동기(motivation) 변인인 내/외재적 동기와 교수효능감 측면에서 살펴보되, 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 영향을 미치는지 다음과 같은 연구문제를 통해 이를 검증하고자 한다.
1. 보육교사의 내/외재적 동기는 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 유의한 영향을 미치는가?
1-1. 보육교사의 내재적 동기가 조직시민행동에 미치는 직접적 영향은 유의한가?
1-2. 보육교사의 외재적 동기가 조직시민행동에 미치는 직접적 영향은 유의한가?
1-3. 보육교사의 교수효능감이 조직시민행동에 미치는 직접적 영향은 유의한가?
1-4. 보육교사의 내재적 동기가 교수효능감에 미치는 직접적 영향은 유의한가?
1-5. 보육교사의 외재적 동기가 교수효능감에 미치는 직접적 영향은 유의한가?
1-6. 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 간접적 영향은 유의한가?
연구방법
1. 연구대상
연구문제 해결을 위해 경북 지역의 어린이집에 근무하고 있는 보육교사 695명을 연구대상으로 선정하였다.Table 1에 나타난바와 같이 연구대상자 중 40대는 298명(42.9%)으로 가장 많았고, 30대 173명(24.9%), 20대 126명(18.1%), 50대 98명(14.1%) 순으로 나타났다. 학력의 경우 2년(3년)제 대학 졸업자는 364명(52.4%)이었으며, 4년제 대학 졸업자 249명(35.8%), 고졸 64명(9.2%) 순으로 나타났다. 보육교사 59.8%는 근무 기간이 1-5년 미만(416명)이었으며, 5-10년 미만이 214명(30.8)으로 90.6%의 연구대상이 1-10년 미만의 경력자로 나타났다(Table 1 참조).
2. 측정도구
1) 보육교사의 조직시민행동
보육교사의 조직시민행동은 이타행동, 양심행동, 충성행동, 대인관계활동, 자기계발활동, 정보활동의 하위 영역으로 이루어진 최창회(1994)의 조직시민행동 척도를 보육교사용으로 수정 보완하여 사용하였다. ‘나는 과중한 업무를 수행 중인 동료교사를 도와준다.’ 등의 4문항으로 구성된 이타행동, ‘나는 남들이 하기 싫어하는 궂은일도 자발적으로 맡아한다.’ 등의 3문항으로 이루어진 양심행동, 나는 내가 근무하는 어린이집에 대해 외부 사람이 부정적으로 이야기 하면 그렇지 않다고 방어하거나 변호한다.’ 등의 4문항으로 이루어진 충성행동, ‘나는 동료 교사나 원장과 친밀하고 원만한 관계를 유지하고 있다.’ 등의 6문항으로 이루어진 대인관계활동, ‘나는 보육업무에 도움이 되는 기기의 사용에 대하여 관심을 갖고 열심히 공부한다.’ 등의 3문항으로 이루어진 자기계발활동, ‘나는 새로운 교수법, 새로운 교재 교구의 성공적인 적용에 관심을 갖고 그것의 활용법을 내 것으로 만들려고 노력한다.’ 등의 6문항으로 이루어진 정보활동은 ‘매우 아니다.’ 1점, ‘아니다.’ 2점, ‘보통이다.’ 3점, ‘그렇다.’ 4점, ‘매우 그렇다.’의 5점 Likert로 측정하였다. 점수의 범위는 54점∼130점으로, 점수가 높을수록 조직시민행동 수준이 높은 것을 의미한다. 조직시민행동 척도의 하위요인별 문항 간 일치도에 따른 신뢰도 Cronbach’s α는 이타행동 .79, 양심행동 .70, 충성행동 .86, 대인관계활동 .81, 자기계발활동 .71, 정보활동 .85이었고, 총 26문항으로 이루어진 조직시민행동 전체 신뢰도는 .91로 확인되었다.
2) 내/외재적 동기
보육교사의 내/외재적 동기를 측정하기 위해서 자기결정성 이론에 근거하여 Gagné 등(2015)이 개발한 직무동기 척도 중 내/외재적 동기 척도를 보육교사용으로 수정 보완하여 사용하였다. 내재적 동기는 ‘나는 어린이집 일을 수행하는 것이 즐겁기 때문에 노력한다.’ 등 3개의 문항으로 이루어졌다. 외재적 동기는 외적 조절, 부과된 조절, 확인된 조절의 하위 영역으로 구성되었지만, 외적 보상이나 처벌 회피를 위한 ‘외적 조절’ 영역이 측정 모델의 확인적 요인분석(CFA)의 부하량을 심각히 떨어뜨렸기 때문에 외적 조절 영역을 논문 지도 위원 5명과의 상의를 통해 제외하였다. 공식적 보상시스템에 의해서 인정되는 것이 아님에도 불구하고 개인의 자발적이고 자율적 행동에 의해서 수행되는 조직시민행동(Organ, 1988) 특성상 자기결정성이 가장 낮고 자율성이 없는 외적 조절 영역이 측정 모델의 CFA 부하량을 낮추었다고 판단되었다.
한편 자기 자신과 다른 사람들의 인정이나 비판의 회피를 위한 행동 동기인 ‘부과된 조절’은 ‘내가 어린이집 일을 열심히 하는 것은 나 스스로 자부심을 느끼기 때문에 노력한다.’등 4개 문항으로 구성되었으며, 자기만족보다는 자기가치나 목표와 같이 어떤 목적을 달성하기 위해 행동을 동기화하는 ‘확인된 조절’은 ‘직무에 노력하는 것이 나에게 개인적인 가치관과 부합되기 때문에 노력한다.’ 등의 3문항으로 구성되었다.
내/외재적 동기는 ‘매우 아니다.’ 1점, ‘아니다.’ 2점, ‘보통이다.’ 3점, ‘그렇다.’ 4점, ‘매우 그렇다.’ 5점 Likert로 측정하였으며 점수의 범위는 10점∼35점 이었다. 내재적 동기는 점수가 높을수록 자기결정성의 원리에 의한 내적 즐거움이나 재미를 위해 행동이 동기화되는 경향이 높음을 의미한다. 외재적 동기는 점수가 높을수록 타인의 인정이나 평가, 비난이나 사회적 압력 등 자기결정성이 낮은 외적 요인에 의해 동기화되는 경향이 높음을 의미한다. 내/외재적 동기 척도의 문항 간 일치도에 따른 신뢰도 Cronbach’s α는 내재적 동기는 .94 부과된 조절 .74, 확인된 조절 .89이었으며 총 7문항으로 이루어진 외재적 동기의 전체 신뢰도는 .85로 확인되었다.
3) 보육교사의 교수효능감
보육교사의 교수효능감은 Bandura (2006)가 개발한 교사의 자기효능감 척도 중에서 교수효능감 부분을 보육교사용으로 수정 보완하여 사용하였다. ‘원아가 어려워하는 작업을 해야 할 경우 나는 원아가 그 작업에 집중하도록 할 수 있다.’ 등의 8개 문항으로 이루어지는 교수효능감은 단일차원으로 구성되었다. 교수효능감은 ‘매우 아니다.’ 1점, ‘아니다.’ 2점, ‘보통이다.’ 3점, ‘그렇다.’ 4점, ‘매우 그렇다.’ 5점 Likert로 측정하였으며 총점의 범위는 15점∼40점 이었다. 점수가 높을수록 보육교사의 교수효능감이 높음을 의미한다. 교수효능감 척도의 문항 간 일치도에 따른 신뢰도 Cronbach’s α는 .86으로 확인되었다.
3. 연구절차
연구과정과 연구방법의 윤리적 부합도을 검증하기 위해 A대학 생명윤리위원회(IRB)으로부터 연구과정과 질문지의 부합도에 대한 심의를 거친 후 자료수집을 진행하였다(IRB 승인번호. CUIRB-2018-0018). 2018년 7월 1일부터 7월 28일 사이, 경북 지역 3개 대학부설 보육교사교육원에서 진행하는 보육교사의 보수교육 및 승급교육에 참여한 보육교사를 대상으로 질문지를 배부한 후 회수하였다. 보육교사로부터 자료 수집의 동의서와 함께 수거한 733부의 응답 자료 중 한 문항이라도 응답되지 않은 자료 38부는 제외한 후 695부를 최종 분석에 사용하였다.
4. 자료분석
SPSS 21.0을 이용하여 평균(표준편차), 왜도, 첨도, Pearson 의 적률상관계수를 산출하였고, 구조적 관계의 연구모델의 부합도 검증을 위해 AMOS 22.0의 CMIN(χ2), 상대적 부합도 지수인 Tucker 지수(TLI: Tucker-Lewis Index)와 비교부합지수(CFI: Comparative Fit Index), 근사치오차평균제곤급(RMSEA), 비부합도지수(SRMR: Standardized Root Mean Acquire Residual) 를 사용하였다. 한편 매개변인의 간접효과 유의성을 확인하기 위해 팬텀변인을 활용한 Bootstrapping을 실시하였다.
연구결과
1. 측정변인 간의 상관행렬 및 기술 통계치
구조적 관계에 기반한 연구모델의 부합도을 검증하기 전에 695명의 보육교사로부터 수집된 자료에 대한 측정변인간의 상관행렬, 평균(표준편차), 왜도, 첨도를 살펴보았다. 이를 위해 하위 요소 없이 단일차원으로 이루어진 내재적 동기와 교수효능감은 각각 문항묶음(parcelling) 방법의 요인 부하량 기반 분류법(Factorial Algorithm)을 이용(Lee & Kim, 2016)하여 내재적 동기는 ‘내적동기1’, ‘내적동기2’, ‘내적동기3’의 지표변인을 만들었다. 그리고 교수효능감은 ‘교수 효능감1’, ‘교수 효능감2’, ‘교수 효능감3’의 지표변인을 만들었다. 단일차원의 척도일 경우 구조방정식모형 분석 시 측정 오차가 과대 추정되어, 부합도가 낮아지는 문제점이 발생(Moon, 2009)할 수 있는데, 문항묶음은 측정지표의 수를 감소시켜 측정오차를 줄임으로써 보다 좋은 부합도를 확보할 수 있는 잇점이 있다(Lee & Kim, 2016).
Table 2에 나타난 바와 같이, 보육교사의 조직시민행동, 내재적 동기, 외재적 동기, 교수효능감 간 상관관계는 모두 정적 상관관계를 나타냈다. 한편 왜도는 -.02 ∼ -.33으로 기준값인 ±3을 초과하지 않았고, 첨도는 -.09∼ .93으로 기준값인 ±10을 초과(Kline, 2011)하지 않았다. 이것은 수집된 자료들의 분포가 정규 분포를 이루고 있음을 시사하는 것이다(West et al., 1995). 한편 여러 개의 변수가 다변량 정규분포를 이루고 있으므로, 연구모델의 부합도는 모수 추정시 최대우도추정법(Maximum Likelihood Estimation)을 사용하였다.
1.연구모델 검증
1) 측정모델의 부합도 검증
연구모델인 구조방정식모델의 모델추정 가능성과 부합도를 검증하기 전에, 확인적 요인 분석(Confirmatory Factor Analysis)을 통해 4개의 잠재변인으로 구성된 측정모델의 부합도를 최대 우도추정법(Maximum Likelihood Estimation)을 통해 살펴보았다. 표 3에 나타난 바와 같이 측정변인에 대한 부합도 지수는 TLI=.96, NFI=.96, CFI=.97, SRMR=.04, RMSEA=.06으로 나타났다. 부합도 지수 TLI, NFI, CFI 값은 모두 수용기준인 .90을 넘고 있으며 SRMR과 RMSEA 값은 .10 미만의 수용기준 값을 나타내고 있어 측정 모델의 타당함이 확인되었다(Table 3 참조).
한편 Figure 1에 나타나듯 4개의 잠재변인과 지표변인들 간 요인부하량은 .55∼.97로 나타났다. 그리고 4개의 잠재변인들 간 상관계수의 절대값은 .44∼.67으로 나타났다. 수렴타당도(convergent validity) 확보를 위해서는 잠재변인과 지표변인 간 평균 요인 부하량은 최소 .50이상 되어야 한다는 점과 변별타당도(discriminant validity)를 확보하기 위해서는 잠재변인 간 상관계수는 절대값 .85∼.90 이하가 되어야 한다(Kline, 2011; Moon, 2009). 이와 같은 기준점을 고려해 볼 때 이 연구에서 사용한 측정모델은 수렴타당도와 변별타당도가 확보되었다고 볼 수 있다.
2) 연구모델의 부합도 검증
이론적 배경 및 선행연구의 고찰을 바탕으로 설정한 연구모델이 수집한 자료와 얼마나 잘 부합하는지 평가하기 위하여 연구모델의 부합도를 검증하였다. 표 4에 나타나듯 TLI=.96, NFI=.96, CFI=.97, SRMR=.04, RMSEA=.06로 나타났다. 부합도 지수 중 TLI, NFI, CFI 값 모두 수용기준인 .90을 넘고 있으며, SRMR과 RMSEA 값은 .10 미만의 수용기준 값을 나타내고 있어 모든 부합도 지수가 평가기준을 양호하게 충족하는 것으로 나타났다. 이것은 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 영향을 미친다고 가정한 연구모델이 타당하게 설정되었음을 의미하는 것이다(Table 4 참조)
한편 연구모델의 모수치를 추정한 결과 Table 5에 나타난 바와 같이 모든 모수치는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 연구문제 1-1 ∼ 연구문제 1-5 모두가 채택되었음을 의미하는 것이다.
보육교사의 내재적 동기는 조직시민행동(β=.29, p＜.001)에, 보육교사의 외재적 동기는 조직시민행동(β=.13, p＜.01)에, 보육교사의 교수효능감은 조직시민행동(β=.48, p＜.001)에, 보육교사의 내재적 동기는 교수효능감(β=.21, p＜.001)에, 보육교사의 외재적 동기는 교수효능감(β=.39, p＜.001)에 각각 정적인 영향력을 유의하게 미치는 것으로 나타났다. 이것은 보육교사의 조직시민행동은 내/외재적 동기가 높을수록 그리고 교수효능감이 높을수록 높아짐을 의미하는 것이다. 한편 보육교사의 교수효능감은 내/외재적 동기가 높을수록 높아짐을 의미하는 것이다. 한편 연구모델의 모수치를 기반으로 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 구조적 관계를 그림으로 나타내면 Figure 2와 같다.
3) 연구모델의 간접효과 검증결과
보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 영향 미침을 확인하였으나 매개변인을 통한 간접효과의 유의성을 확인하기 위해 팬텀 변인을 활용한 Bootstrapping을 실시하였다. 가상 변인인 팬텀 변인을 활용하여 Bootstrapping을 실시하는 것은 내재적 동기⇒교수효능감⇒조직시민행동 경로에서의 간접효과와 외재적 동기⇒교수효능감⇒조직시민행동 경로에서의 간접효과를 각각 검증해야 하기 때문이다. 이에 Figure 3과 같이 팬텀 변인을 포함시킨 후 Bootstrapping을 실시하여 다중 매개의 간접효과 유의성을 검증하였다.
Bootstrapping 분석 시 반복 추출된 표본들로부터 추정치의 평균과 표준편차를 계산하고 산출한 후, 제시된 신뢰구간 내에 0이 포함되어있지 않으면 간접효과는 통계적으로 유의한 것으로 해석한다(Bollen & Stine, 1990). 이점을 고려해 볼 때 Table 6에 나타난 바와 같이 95% 신뢰구간에서 LB(Low Bounds)와 UB(Upper Bounds)의 구간에 0이 포함되어 있지 않으므로 내재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 간접효과(β=.16, p＜.01)와 외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 간접효과(β=.12, p＜.01) 모두는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. Table 6의 간접효과를 Table 5에 나타난 직접효과와 연결시켜 볼 때, 보육교사의 내재적 동기가 조직시민행동에 미치는 총효과는 직접효과 .29(β=.29)와 교수효능감을 매개로 한 간접효과 .16(β=.16)을 합한 .45다. 보육교사의 외재적 동기가 조직시민행동에 미치는 총효과는 직접효과 .13(β=.13)과 교수효능감을 매개로 한 간접효과 .12(β=.12)를 합한 .25다. 그리고 보육교사의 교수효능감이 조직시민행동에 미치는 총효과는 직접효과인 .48(β=.48)이다. 이와 같은 사실은 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 부분 매개로 조직시민행동에 유의한 영향을 각각 미치지만 내/외재적 동기의 각 총 영향력보다 교수효능감이 조직시민행동에 미치는 상대적 영향력이 더 큼을 의미하는 것이다.
논의 및 결론
대구 경북 지역 보육교사 695명을 대상으로 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동(OCB)에 유의한 영향을 미치는지 구조방정식 모델(SEM)을 통해 검증하고자 한 연구결과에 기반해 다음과 같은 논의를 도출하였다.
첫째, 보육교사의 내재적 동기는 조직시민행동에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 내재적 동기가 높을수록 조직시민행동이 높게 나타난 이 연구의 결과는 내재적 동기가 높은 구성원이 그렇지 않은 구성원보다 조직이 직면한 문제해결을 위해 새롭고 혁신적인 문제해결 방안을 찾으려 노력한다고 보고한 연구(Amabile, 1997)와 유사하며, 내재적 동기가 조직시민행동을 결정하는 중요한 선행변수임을 규명한 연구결과들(Kim, 2018; Martin et al, 2016; Seo et al., 2018; Shaaban, 2018)을 지지하는 것이다. 내면적 만족이나 즐거움으로 인해 발현되는 내재적 동기는 부나 명예와 같은 개인적 이익을 추구하는 행동보다 보편적 삶의 의미를 추구할 수 있는 행동을 동기화시킨다(Ryan, 1995). 따라서 내재적 동기가 높은 사람은 자신의 이익을 희생하더라도 타인에게 도움을 주거나 자신의 이익을 극대화할 수 있는 상황임에도 타인의 이익을 우선 고려해 행동하는 등 삶의 의미를 높일 수 있는 이타적 행동에 가치를 두기 때문에 보다 높은 조직시민행동을 수행한다고 볼 수 있다. 조직시민행동이 조직의 효과적 기능 촉진에 의미있는 자원임(Organ, 1988)을 고려할 때, 내재적 동기의 주요 기반인 자기결정력을 보육교사가 경험하고 지각할 수 있도록 보육행정 측면에서 검토하는 노력이 요구된다.
둘째, 보육교사의 외재적 동기는 조직시민행동에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 외재적 동기가 높을수록 조직시민행동이 높게 나타난다는 것은 외재적 동기 부여가 조직시민행동을 발현시킨다는 Martin 등(2016)의 연구와 같은 맥락이다. 외재적 동기와 조직시민행동 간에 정적인 관계는 외재적 동기에 의한 행동이라 할지라도 행동의 수행 여부는 자율적으로 조절할 수 있기 때문이다(Ryan & Deci, 2000). 외재적 동기를 구성하는 부과된 조절(introjected regulation)과 확인된 조절(identified regulation)은 자유의지와 자율적 자기결정의 수준에서 내재적 동기와 차이가 있을 뿐 내재적 동기가 존재하고 있다. 내재적 동기의 존재 때문에 부과된 조절(introjected regulation)과 확인된 조절(identified regulation)은 외재적 동기로 분류됨에도 불구하고 내재적 동기처럼 보일 수 있다. 부과된 조절(introjected regulation)처럼 죄의식이나 불안감을 피하기 위해 또는 확인된 조절(identified regulation)처럼 개인적인 목 표달성을 목적으로 하기 때문에 행동 자체의 흥미와 기쁨을 전제로 한 내재적 동기와 구분되어 외재적 동기로 구분되지만, 자율성에 기초한 내재적 동기가 어느 수준 이상으로 내재되어 있기 때문에 조직시민행동에 유의한 정적 영향을 미친다고 볼 수 있다. 이와 같은 결과는 보육교사의 조직시민행동이 외부적 환경 즉 어린이집 직무 교육이나, 보수 및 승급 교육 과정의 교육 프로그램을 통해 향상될 수 있음을 함의하는 것이다. 자기결정성 이론에 기반한 외재적 동기는 기쁨, 호기심 등 자기결정성이 높은 내적 요소가 아닌 사회적 환경으로부터의 인정, 평가, 비난, 사회적 압력 등 자기결정성이 낮은 요소에 의해 발생된다. 외재적 동기의 이러한 특징을 고려할 때 외부적 환경을 활용해 외재적 동기 요소를 내면화하는 것이 필요하다. 따라서 보육교사를 대상으로 한 교육 과정에서 어려움에 처한 동료 교사나 원아 또는 학부모 대한 공감 역량을 기반으로 부과된 조절(introjected regulation)의 외재적 동기를 보육교사에게 내면화시키거나, 확인된 조절(identified regulation)을 토대로 보육기관의 목표 성취를 보육교사 개인의 목표 성취로 내면화시킨다면 조직시민행동의 의미와 가치 구현에 대한 보육교사의 참여 폭은 커질 것이라 보여진다.
셋째, 보육교사의 교수효능감은 조직시민행동에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 교수효능감이 높을수록 조직시민행동이 높게 나타난다는 것은 교수효능감이 높아지면 조직시민행동이 증진된다는 연구(Ko, 2008; Liu & Yu, 2022)와 자기효능감이 조직시민행동의 선행변수임을 규명한 연구결과들(Anfajaya & Rahayu, 2020; Dussault, 2006; Na-Nan et al., 2021)을 지지하는 것이다. 교수효능감이란 원아를 대상으로 교수(instruction) 활동을 효과적으로 실행할 수 있다고 믿는 신념이다. 자기 역량에 대한 보육교사의 긍정적 믿음과 신념이 조직시민행동을 견인하고 있음을 고려해 볼 때, 전국 육아종합지원센터가 보육교사를 대상으로 현재 실시하고 있는 직원역량강화교육에서 보육교사의 교수 활동에 대한 효능감 향상 방안이 다양한 각도에서 구체적으로 논의되기를 기대해 본다.
넷째, 보육교사의 내재적 동기는 교수효능감에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 내재적 동기가 높을수록 높은 교수효능감을 나타내고 있는 이 연구의 결과는 내재적 동기와 자기효능감 간 정적 관계를 나타낸 연구결과(Code, 2020) 및 내재적 동기가 창의적 자기효능감에 정적인 영향을 미친다는 연구(McKay et al., 2018)과 유사하다. 그리고 보육교사의 내재적 직무동기가 교수효능감에 정적 영향을 미친다는 연구결과(Shim, 2022)를 지지하는 것이다. Deci와 Ryan (1985)은 자율성, 유능성, 관계성의 3가지 요소로 구성된 기본심리욕구의 충족이 내재적 동기를 활성화시킨다고 보았다. 이러한 사실을 적용해 볼 때 내재적 동기가 높은 보육교사는 흥미와 열정을 기반으로 직무에 참여하기 때문에 유능성에 관한 기본심리욕구 충족이 높아질 수 있다. 이러한 유능감 충족은 자신의 능력에 대한 자신감으로 이어지고 이러한 자신감이 교수 효능감에서도 높은 믿음과 신뢰가 나타났다고 보여진다. 이러한 점을 고려할 때 보육교사에게 자신의 능력이나 기술을 사용하거나 발휘할 수 있는 기회와 보육교사의 유능성에 대한 긍정적 피드백이 원장이나 동료교사로 제공된다면 보육교사의 내재적 동기에 의한 교수효능감 향상이 효과적으로 이루어질 것이라 보여진다.
다섯째, 보육교사의 외재적 동기는 교수효능감에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보육교사의 외재적 동기가 높을수록 교수효능감이 높게 나타난 이 연구의 결과는 대만 대학생의 외재적 동기가 사회적 자기 효능감에 정적 영향을 미친다는 연구 결과(Liu, 2020)와 유사하며 캐나다 대학생의 외재적 동기가 자기 효능감에 정적 영향을 미친다는 연구결과(Code, 2020)와 유사한 것이다. 보육교사의 내재적 동기처럼 외재적 동기도 교수효능감에 정적 영향을 미친 것은 비록 외재적 동기라 해도 외재적 동기가 내면화되어 자율적 결정에 의한 행동이 수반된다면 내재적 동기와 성격상 유사해 진다는 점(Grolnick, & Apostoleris, 2004; Reeve, 2005)으로 설명될 수 있다. 따라서 외재적 동기를 내면화시켜 내재적 동기와 유사하게 기능할 수 있다면 외재적 동기도 보육교사의 교수효능감 증진에 활용될 수 있을 것이다. 예를 들어 다른 사람과 관심을 주고받는다는 느낌을 가질 수 있는 다양한 경험과 기회 제공을 통해 관계성에 대한 보육교사의 기본심리욕구가 충족될 수 있도록 지원한다면 외재적 동기도 보육교사의 교수효능감 증진에 긍정적 역할을 할 것이라 보여진다. 왜냐하면 기본심리욕구 중 관계성 욕구는 자율성과 유능성 욕구에 비해 상대적으로 외재적 동기를 내면화하는데 결정적 역할을 하는 것(Ryan & Deci, 2002; Ryan et al., 1994)으로 알려져 있기 때문이다. 외재적 동기가 내면화되려면 사회적 관계에서 합의된 기대나 규칙을 자신의 것으로 받아들여야 한다. 이러한 점에서 타인에게 소속되고 인정받고자 하는 관계성은 외부의 기대나 규칙을 자신의 것으로 받아들이는 내면화 과정에서 보다 중요하게 평가(Ryan & Deci, 2002; Ryan et al., 1994)되고 있다.
여섯째, 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 간접영향은 각각 유의한 것으로 나타났다. 지금까지의 연구결과와 함께 간접영향의 유의성에 대한 연구 결과는 보육교사의 내/외재적 동기가 조직시민행동에 미치는 영향이 교수효능감에 의해 매개됨을 확인하는 것이다. 이와 같은 사실은 가족지향 동기가 자기효능감을 매개로 조직시민행동에 영향을 미친다는 연구결과(Erum et al., 2020; Umrani et al., 2020)와 유사한 것이다. 자기결정성 이론에서는 행동 수행의 이유에 따라 내재적 동기와 외재적 동기로 구분되지만 내/외재적 동기는 자율성의 연속선 상에서 위치해 있다. 그러므로 외재적 동기라할지라도 내면화에 수준에 따른 내재적 동기가 어느 정도 기능(Ryan & Deci, 2002)하기 때문에 내재적 동기에 비해 영향력은 작지만 외재적 동기는 내재적 동기처럼 조직시민행동과 교수효능감 모두에 각각 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 중요한 것은 내/외재적 동기가 조직시민행동에 직접적으로, 그리고 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 간접적으로 영향을 미칠 만큼 조직시민행동을 설명하는데 의미있는 변인이지만, 상대적 영향력 면에서는 매개변인인 교수효능감이 독립변인인 내/외재적 동기보다 조직시민행동에 미치는 힘이 더 크다는 점이다. 이러한 사실은 보육교사의 조직시민행동 활성화에 있어 교수 역량에 대한 보육교사 스스로의 믿음과 신뢰를 높일 수 있는 기회 제공이 보육현장에서 필요함을 시사하는 것이다.
2024년은 2022 개정 교육과정이 초등학교 1∼2학년을 대상으로 실시하는 첫해(Ministry of Education, 2022)라는 점에서 695명이라는 대규모 보육교사를 대상으로 조직시민행동에 미치는 변인과 변인 간 관계를 규명한 이 연구는 실용적 측면에서 연구의 의미를 찾을 수 있다. 2022 개정 교육과정에서 강조하는 포용성 있는 인재 육성을 영유아 보육기관에서도 보육교사의 조직시민행동을 통해 준비할 수 있는 정보와 자료를 제공하기 때문이다. 그럼에도 불구하고 이 연구에서는 외재적 동기에서 외적 조절 요인을 포함시키지 못했다. 이 점은 이 연구의 결과를 해석하거나 적용할 때 상당한 주의가 요구되는 것으로 이 연구의 한계점이다. 그럼에도 불구하고 추후 연구에서는 성격에 따라 내/외재적 동기가 조직시민행동에 미치는 영향이 다름(Finkelstein, 2011)에 주의할 필요가 있다. 보육교사의 내/외재적 동기가 교수효능감을 매개로 조직시민행동에 미치는 영향이 성격 특성에 따라 차이가 있는지 ‘조절된 매개효과(moderated mediation effect)’를 통해 검증해 본다면 보육교사의 성격을 고려한 맞춤형 조직시민행동 증진 방안을 제시할 수 있기 때문이다.
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