원장의 코칭리더십과 유아교사의 정서지능이 교사 상호작용에 미치는...

생태유아교육연구

The Journal of Eco Early Childhood Eudcation & Care

2016. 제15권 제1호 , 109 - 133

원장의 코칭리더십과 유아교사의 정서지능이 교사-유아

상호작용에 미치는 영향*

김보경** · 이경님***

요 약

본 연구는 유아교사를 대상으로 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작

용에 미치는 직 간접적인 영향을 살펴보는데 목적을 두었다. 이를 위하여 만 3세에서 5세 유아

를 담당하고 있는 교사 283명을 대상으로 원장의 코칭리더십, 교사의 정서지능, 교사-유아 상호

작용을 측정하였으며, 수집된 자료는 기술통계치, Pearson의 적률상관분석, 구조방정식모형

(SEM) 분석을 통하여 분석되었다. 그 결과 교사-유아 상호작용에 원장의 코칭리더십과 교사의

정서지능은 직접적으로 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 원장의 코칭리더십이

교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 경로에서 교사의 정서지능의 매개효과가 확인되었다. 마

지막으로 교사-유아 상호작용에 교사의 정서지능이 가장 큰 직접적인 효과와 인과효과가 나타

났다. 이러한 결과는 교사-유아 상호작용의 증진을 위하여 교사의 정서지능 함양이 중요할 뿐

만 아니라 원장의 코칭리더십 증진을 위한 방안도 효과적임을 시사한다.

주제어 코칭리더십(coaching leadership)

정서지능(emotional intelligence)

교사-유아 상호작용(teacher-child interactions)

※ 논문접수 : 2016. 01. 30 / 수정본 접수 : 2016. 02. 29 / 게재승인 : 2016. 03. 11* 이 논문은 동아대학교 교내연구비 지원에 의하여 연구되었음

** 영림유치원 원장

*** 동아대학교 아동학과 교수(교신저자, [email protected])

110 ․생태유아교육연구 제15권 제1호

Ⅰ. 서 론

유아는 성장하면서 가정보다 유치원이나 어린이집에서 생활하는 시간이 길어지고 부모보

다 교사와 상호작용하는 시간이 점점 더 많아짐에 따라 교사는 유아의 성장과 발달에 중요한

영향을 미치게 되었다. 유아교사는 유아들에게 어머니의 돌봄 역할을 대행하는 제 2의 양육

자이며 가장 중요한 정서 및 교육적 지지원이 될 뿐만 아니라 환경을 적극적으로 탐색하게

하는 안전기지로서 사회·정서 및 인지발달을 위한 촉진자의 역할을 수행하게 된다(DeMuller,

Denham, Schmidt & Mitchell, 2000). 유아의 바람직한 발달과 적응에 대한 유아교사의 역할

의 중요성은 오랫동안 강조되어 왔으며 최근에 더욱 주목을 받고 있다.

최근 유아교육과 보육은 양적인 측면에서 괄목할 만한 발전을 보이고 있는 반면 질적인 측

면에 대한 보완의 요구는 점점 더 커지고 있다. 유아교육과 보육의 질에 대한 관심은 교육의

가장 중요한 인적 자원이자 구심점인 교사의 전문성과 자질에 대한 관심으로 이어지고 있다

(권랑희, 이진희, 2015; 장미정, 2011). 즉 유아의 발달적 특수성에 따른 교육의 효과, 유아교

육의 교육과정 운영, 교육내용, 교수프로그램 등 교육이나 보육의 질을 결정하는 요인들이 교

사의 자질에 의존되기 때문에 유아교사의 바람직한 자질에 대한 중요성이 강조되고 있다. 일

반적으로 유아교사의 자질의 기준으로 교사의 학력, 경력, 전문적 지식, 직무능력, 교육신념

등이 포함되지만, 무엇보다 교사의 유아에 대한 상호작용 능력이 유아교사의 자질 중 가장

중요한 요인의 하나로 지적되고 있으며, 유아교육과 보육의 질을 좌우하는 요인으로 강조되

고 있다(백경순, 2011; 이선미, 이승미, 2013; 임우영, 안선희, 2011; Downer, Sabol & Hamre,

2010; Murray, Murray & Waas, 2007).

교사-유아 상호작용이란 유아의 발달을 최상의 수준으로 끌어내어 교육의 효과를 극대화

하기 위한 보육과 교육 활동의 과정에서 교사가 유아의 요구와 행동에 반응하는 수준을 의미

하며 정서적, 언어적, 행동적 상호작용을 포함한다(곽희경, 2011; 홍자영, 2015).

많은 연구들에 의하여 교사의 유아와의 상호작용의 질은 유아의 사회적, 행동적, 인지적

발달에 중요한 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다(Curby & Chavez, 2013; Raver, Jones,

Li-Grinning, Zhai, Bub & Pressler, 2011). 이들 연구들을 구체적으로 살펴보면 유아교사가 유

아와 긍정적인 상호작용을 많이 할수록 유아의 친사회적 행동이 증가되었으며(유재경, 2013),

교사의 민감한 언어적 상호작용은 유아의 언어발달에도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝

혀지고 있다(민경훈, 2014). 또한 교사가 유아와 양질의 상호작용을 할 경우 유아의 부정적

놀이상호작용이 감소되었음이 보고되고 있다(최소영, 신혜영, 2015). 교사-유아 상호작용의

원장의 코칭리더십과 유아교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 미치는 영향 ․ 111

질은 유아의 발달과 적응에 영향을 미칠 뿐만 아니라 초등학교 초기 적응에도 결정적인 요소

임이 밝혀지고 있다(Curby, Rimm-Kaufamnn & Ponitz, 2009). 예를 들어 유아교육기관에서

유아가 교사와의 질 높은 상호작용을 경험하면 초등학교에서도 우수한 학업성취와 사회적

기술 및 긍정적인 또래 상호작용을 보이는 것으로 보고되고 있다(Murray et al., 2007;

Peisner-Feinberg, Burchinal, Clifford, Culkin, Howes, Kagan & Yazeijan, 2001). 이처럼 많은 연

구들에 의하여 긍정적인 교사-유아 상호작용이 유아의 또래관계를 포함한 사회성 발달과 언

어발달을 비롯한 다양한 측면의 발달 및 적응뿐만 아니라 이후 초등학교 시기의 학업 성취,

사회적 행동에도 의미 있는 영향을 미치고 있음이 일관되게 밝혀지고 있어 그 중요성이 강조

되고 있다. 이에 따라 어떠한 관련 요인들이 교사의 유아와의 상호작용에 영향을 미치는가에

대한 연구가 축적되고 있다.

유아교사의 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 관련 요인에 초점을 둔 연구들을 살펴보

면 교사 신념과 교사효능감(곽희경, 2011; 권랑희, 이진희, 2015; 권미성, 문혁준, 2013; 김시

연, 2014; 백영숙, 강병재, 2014; 이진주, 2013), 직무스트레스와 직무만족도(고미연, 2014; 김

민선, 2015; 김은덕, 2014; 박진영, 2012; 임은지, 2014; 장미순, 2012), 영아에 대한 지식 및 전

문성(권미성, 문혁준, 2013; 이수련, 2013) 등이 교사-유아 상호작용에 관련이 있는 것으로 나

타났다(이선미, 이승미, 2013). 즉, 교사의 교육관, 신념 등의 교사 가치관, 교사효능감, 전문적

지식 등의 전문성, 직무스트레스나 직무만족도의 직무요인들이 교사-유아 상호작용에 의미

있는 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

최근에는 교사-유아 상호작용의 질은 무엇보다 교사가 보육이나 교육 현장에서 자신의 정

서를 정확하게 인식하고 적절하게 정서를 조절하여 표현하는 정서능력에 의존됨이 강조되고

있다(김수연, 조혜진, 2015; 이선미, 이승미, 2013; Rust, 2014). 정서능력은 효율적인 대인관계

의 기초적인 능력으로(Eisenberg & Fabes, 1994) 매일 유아와 상호작용을 하는 유아교사가

갖추어야 할 필수능력이라 볼 수 있다. 특히 유아교사직은 유아를 대상으로 돌봄과 교육의

직무를 함께 수행하여야 하므로 정서노동의 강도가 높은 직업 중의 하나이다. 즉 유아들은

스스로 자신의 행동을 적절하게 조절하고 정서를 상황에 따라 적절하게 표출하는 능력이 부

족하기 때문에 교사들은 자신의 감정을 그대로 표출하기 보다는 절대적으로 유아의 요구에

맞추어 적절히 조절하고 인내하여 돌봄과 교육에 헌신해야 하므로 정서적인 노력과 에너지

를 필요로 하여 정서노동의 강도가 높아지게 된다. 그런데 정서노동의 강도가 적절히 조절되

지 못하고 자신의 내면적인 정서와 표출되는 정서의 불일치가 커지게 되어 표면적 정서노동

이 많아지면 직무만족도를 떨어뜨릴 뿐만 아니라 소진으로까지 발전될 수 있으며(이선미, 이

승미, 2013; 이진화, 2007, 재인용; Gilstrap, 2005) 교사-유아 상호작용을 떨어뜨리는 요인으


로 작용할 수 있다. 따라서 교사의 정서노동의 강도를 완화하고 정서적 안정을 높일 수 있는

정서관리 능력은 직무수행이나 교사-유아 간 지지적인 상호작용에 필수적이라 볼 수 있다.

이러한 맥락에서 교사의 교수 효율성이나 유아와의 상호작용 과정에 관련되는 대표적인 정

서관리 능력으로 정서지능의 중요성이 부각되고 있다(조혜진, 김수연, 2012; Adeymo &

Chukwudi, 2014).

정서지능에 관련된 연구는 지난 20년 동안 꾸준히 이루지고 있지만 특히 Salovy와

Mayer(1997)의 정의는 가장 많이 인용되고 있다(Rust, 2014). Salovy와 Mayer(1997)에 의하

면 정서지능이란 정서를 정확하게 인식하고 표현하는 능력, 정서 지식을 이해하고 합리적인

사고를 촉진하기 위하여 정서를 생성하고 활용할 수 있는 능력, 정서적, 지적 성장을 도모하

기 위하여 정서를 조절하는 능력을 의미한다. 정서지능은 정서적으로 부담을 주는 문제를 해

결하고 행동을 조절하기 위하여 자신과 타인의 정서 상태를 인지하고 이해하며 정서를 효율

적으로 사용할 수 있는 능력(Salovey, Brackett & Mayer, 2007)으로 타인과의 관계에서 적절

한 행동을 보이고 성공적인 상호작용을 하게 하는데 중요한 역할을 한다. 이러한 정서지능의

대인과의 상호작용에 영향을 미치는 기능에 비추어 볼 때 유아 교사의 정서지능은 유아와의

상호작용에 의미 있는 영향을 미치리라 가정할 수 있으며, 이는 최근 몇몇 연구들에 의하여

검증되고 있다. 이와 관련된 연구들을 살펴보면 정서지능이 높은 영아 교사가 낮은 교사보다

애정적 상호작용이 많고 비참여적인 상호작용이 적은 것으로 보고되었고(조혜진, 김수연,

2012) 영아교사의 정서지능이 높을수록 일상적 양육을 비롯한 교사-영아 상호작용이 높은 것

으로 밝혀졌다(이선미, 이승미, 2013). 또한 어린이집 교사의 정서노동이 교사-유아 상호작용

에 미치는 영향의 크기가 정서지능에 의하여 조절됨이 밝혀졌다(김수연, 조혜진, 2015). 그리

고 정서지능이 높은 교사는 직무스트레스가 낮고(김미정, 2015; 이은숙, 이경님, 2015) 자신의

직무에 만족도도 높고 효율적인 교수행동을 보이는 것으로 나타났다(Adeyemo & Chukwudi,

2014; Walter & Marcel, 2013). 이들 연구들에 의하여 유아 교사의 정서지능은 교육 및 보육

관련 직무의 효율성을 높여주며 교사-유아 상호작용의 중요한 예측 변인이 됨을 알 수 있다.

교사의 유아와의 상호작용은 정서지능을 비롯한 개인적 역량에 의하여 영향을 받을 뿐만

아니라 직무환경에 의하여서도 영향을 받는다. 유아교육기관의 직무환경 중 원장은 대표적인

중요한 인적 환경으로 원장의 리더십은 유아교사의 유아와의 상호작용을 비롯한 직무수행의

효율성에 의미 있는 영향을 미친다(홍자영, 2015). 즉 조직의 리더십은 조직과 인간관계를 효

율적으로 이끌어나가 구성원 간의 촉진적인 상호작용을 도와 목표를 달성하는데 큰 역할을

하기(서기남, 문혁준, 2009) 때문에 인간관계와 상호작용이 큰 비중을 차지하는 유아교육기관

의 리더로써 원장의 리더십은 교사의 직무수행과 밀접한 관련이 있으므로 교사-유아 상호작


용에도 영향을 미친다. 뿐만 아니라 규모가 작을수록 지도자나 리더가 조직구성원의 역량에

미치는 영향이 크다는 연구(김철구, 2008)를 감안하면 대체로 규모가 작고 구성원이 비교적

소수인 유치원이나 어린이집의 원장의 리더십은 교사의 직무수행이나 교사-유아 상호작용에

의미있는 영향을 미친다.

최근 원장의 리더십으로 조직 구성원의 역량을 극대화하고 조직몰입을 강화하게 하여 직

무에 대한 만족도와 효율성을 높이게 하는 코칭리더십(coaching leadership)이 지적되고 있다

(강진숙, 이경님, 2015; 정소라, 2015). 원장의 코칭리더십을 기존의 선행연구들(박지원, 2011;

안현미, 2011)의 정의에 비추어 볼 때, 원장과 유아교사 간의 신뢰와 소통을 바탕으로 하는

양방향 커뮤니케이션의 관계에서 교사 스스로 역량을 강화할 수 있도록 동기를 부여하고 교

사의 잠재력을 개발시키도록 지원하며, 조직의 목표인 양질의 보육과 교육 서비스 향상을 달

성하게 하는 원장의 영향력을 의미한다. 코칭리더십은 리더와 조직 구성원 간의 신뢰로운 관

계와 충분한 정서적지지 및 의사소통을 바탕으로 원장의 교사에 대한 방향제시, 역량 개발,

수행에 대한 평가와 피드백, 신뢰로운 관계의 요인으로 구성된다(안현미, 2011, 재인용;

Stowell, 1986).

이러한 측면에서 코칭리더십은 특히 유아 교사의 잠재력을 개발하고 역량을 극대화하여

교사-유아 상호작용의 질을 높이는데 의미 있는 영향을 미치리라 예측된다. 즉 유치원이나

어린이집과 같은 유아교육기관은 다른 조직에 비해 그 규모가 작고 인적 구성이 단순하여 다

양한 인간관계가 밀접하게 연결되어(김정희, 2009) 교사가 정신적, 정서적 스트레스를 경험할

가능성이 높은 특징이 있다(정소라, 2015). 따라서 교사와의 신뢰로운 관계와 정서적 지지를

바탕으로 교사의 역량을 지원하는 원장의 코칭리더십은 교사의 심리적 안녕감을 높이고(고은

지, 2014) 직무스트레스를 완화하게 하여(강진숙, 이경님, 2015) 직무만족도와 교사의 역량을

높이는 한편 직무수행의 효율성에 긍정적인 영향을 미치므로 교사의 유아와의 상호작용에도

중요한 영향을 미치게 된다. 코칭리더십은 아니지만 원장의 리더십과 교사-유아 상호작용의

관계를 살펴본 연구들을 검토하면 어린이집 원장의 감성조절을 포함하여 교사에 대한 감성

적인 이해와 배려를 하는 감성리더십이 교사-유아 상호작용에 직접적으로 긍정적인 영향을

미친 것으로 보고되었다(홍자영, 2015). 또한 어린이집 원장의 코칭리더십이 보육교사의 직무

스트레스를 완화하고 조직몰입을 도우며(정소라, 2015) 이직의도를 감소시키는 것으로 밝혀

지고 있다(강진숙, 이경님, 2015). 그런데 코칭리더십이 조직원에게 미치는 영향에 대한 연구

는 기업경영 영역에서 많이 다루어졌으며(안현미, 2011) 유아교육기관의 원장의 코칭리더십

이 교사-유아 상호작용에 미치는 영향을 살펴본 연구는 없어 이들의 관계를 확인하는 연구

가 필요하다.


한편 교사-유아 상호작용에 직접적인 영향을 미치는 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지

능의 관련성을 유추할 수 있다. 리더의 코칭리더십은 리더와 구성원 간의 쌍방향 커뮤니케이

션을 통하여 상호 개방적이고 신뢰로운 인간관계를 강조하며(신준섭, 2010), 리더와 구성원

간의 상호 신뢰는 구성원의 정서적 안정감에 도움을 주며 정서능력의 향상의 밑받침이 된다

(노현재, 2006, 재인용; Cooper & Swarf, 1997). 따라서 리더의 코칭리더십은 조직 구성원의

정서지능에 의미 있는 영향을 미치게 된다(박지원, 2011). 이러한 가정에 의하여 최근 조직

구성원의 정서지능 향상의 선행 요인으로서 리더의 코칭리더십이 관심을 받고 있으며(양일

선, 이승호, 이덕로, 2015) 이에 따라 리더의 코칭리더십이 조직 구성원의 정서지능에 미치는

영향을 살펴보는 연구들이 축적되고 있다. 예를 들어 유아교육기관의 원장을 대상으로 한 연

구는 아니지만 외식업체의 종사자들의 감성지능이 리더의 코칭리더십에 의하여 영향을 받는

것으로 밝혀졌고(양일선 외, 2015), 사회복지사들을 대상으로 실시한 그룹코칭 프로그램이 사

회복지사의 감성지능 향상에 효과가 있는 것으로 보고되고 있다(신광현, 김안자, 2011). 또한

유아교육기관 원장의 코칭리더십이 교사의 역량에 미치는 영향을 살펴본 연구들을 검토하면,

보육교사가 원장의 코칭리더십을 높게 지각할수록 교사효능감과 직무만족도가 높은 것으로

밝혀졌으며(조경희, 2013), 원장의 코칭 역량이 높을수록 보육교사의 보육헌신이 더 높은 것

으로 보고되어(주은지, 도미향, 2012) 원장의 코칭리더십이 유아교사의 교육 및 보육 역량에

긍정적인 영향을 미침을 알 수 있다.

이와 같은 연구들에 의하여 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 원장의 코칭리더십과 정

서지능은 직접적인 관련성이 있음을 유추할 수 있다. 이를 교사의 정서지능이 교사-유아 상

호작용에 미치는 영향에 비추어 볼 때 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지능을 매개로 하여

결과적으로 교사-유아 상호작용에 간접적인 영향도 미치리라 예측할 수 있다.

위와 같은 교사-유아 상호작용에 대한 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능에 관련된 연

구들을 종합하여 보면 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 선행요인으로서 원장의 코칭리

더십, 교사의 정서지능은 서로 인과적으로 관련되어 교사-유아 상호작용에 다음과 같은 직·

간접적인 영향을 미치리라 가정된다. 즉 교사-유아 상호작용에 원장의 코칭리더십과 교사의

정서지능은 직접적인 영향을 미친다. 또한 교사-유아 상호작용에 원장의 코칭리더십은 교사

의 정서지능을 매개로 하여 간접적인 영향도 미치리라 가정된다.

이러한 가정을 통하여 교사-유아 상호작용에 대하여 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지

능은 직·간접적인 경로로 영향을 미치리라 예측할 수 있어 이를 검증함이 필요하다. 그러나

교사-유아 상호작용에 대한 원장의 코칭리더십의 영향을 검토한 연구가 없었을 뿐만 아니라

교사의 정서지능을 포함하여 이들의 관련성을 통합적으로 살펴본 연구도 없었다. 더욱이 교


코칭리더십

방향제시

개발

수행평가

관계

상호작용

정서

언어

행동

정서지능

자기인식

타인인식

정서활용

정서조절

사-유아 상호작용에 대하여 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 어떠한 경로와 과정을

거쳐 인과적으로 영향을 미치는지를 밝힌 연구가 없어 이를 검토하는 연구가 필요하다.

이에 본 연구는 교사-유아 상호작용에 대하여 원장의 코칭리더십, 교사의 정서지능이 어떠

한 직·간접적인 영향을 미치는지를 분석하기 위하여 구조방정식모형(SEM) 분석을 통하여

살펴보는데 목적을 둔다.

본 연구의 결과는 교사-유아 상호작용에 대한 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능의 중

요성 및 이들 변인들의 인과적 관련성을 이해하는 한편 교사-유아 상호작용의 질을 증진 할

수 있는 교사교육이나 프로그램의 기초자료가 되리라 기대한다.

위에서 살펴본 선행연구들을 기초로 본 연구에서 설정한 가설적 경로모형은 그림 1과 같

고 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

1. 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 미치는 직·간접적인 영

향은 어떠한가?

[그림 1] 가설적 경로모형

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구의 대상은 부산시와 경남 창원시 및 김해시에 소재하는 유치원과 어린이집에 근무

하는 만 3세∼5세의 유아를 담당하는 교사 283명이다. 연구대상 유아교사의 일반적 특성은


표 1과 같다. 표 1에 의하면 연령의 경우 26세∼30세 126명(44.5%)으로 가장 많았고 25세 이

하와 31세∼35세가 각각 57명(20.1%), 36세 이상이 42명(14.8%)으로 나타났다. 유아교사의 학

력은 4년제 대학교 졸업 154명(55.0%)으로 가장 많았고 전문대학 졸업 116명(41.0%), 대학원

졸업 8명(2.9%)이었으며 경력의 경우 4∼6년 107명(37.8%)으로 가장 많았으며 3년 이하 80명

(28.5%), 7∼9년 58명(20.6%), 10년 이상 36명(12.8%)으로 나타났다. 미혼인 교사가 217명

(77%)이었으며 결혼한 교사는 65명(23%)으로 나타났다. 담당 유아의 연령을 살펴보면 3세

96명(34.8%), 4세 93명(33.7%), 5세 82명(29.7%), 혼합 연령 5명(1.8%)으로 나타났다. 유아교

사가 근무하고 있는 기관 유형을 살펴보면 유치원 194명(68.6%), 어린이집 89명(31.4%)으로

나타났다.

<표 1> 연구대상 교사의 일반적 특성

대상 변인 구분 빈도(%)

교사

연령

25세 이하 57(20.1)

26∼30세 126(44.5)

31∼35세 57(20.1)

36세 이상 42(14.8)

학력전문대학 졸업 116(41.0)

4년제 대학교 졸업 154(55.0)

대학원 졸업 8(2.9)

경력

3년 이하 80(28.5)

4∼6년 107(37.8)

7~9년 58(20.6)

10년 이상 36(12.8)

결혼여부기혼 217(77)

미혼 65(23)

3세 96(34.8)

담당 유아 연령4세 93(33.7)

5세 82(29.7)

혼합연령 5(1.8)

유치원 194(68.6)기관유형

어린이집 89(31.4)

2. 연구도구

1) 교사-유아 상호작용

유아교사의 교사-유아 상호작용을 측정하기 위하여 다양한 유아교육프로그램(APECP,

NAEYC, NCAC, 유아교육프로그램 평가척도, 한국교육개발원)의 상호작용 평가기준에서 교


사-유아 상호작용의 요소로서 공통적으로 제시되고 있는 정서, 언어, 행동적 상호작용과 관

련된 문항을 추출하여 이정숙(2003)이 개발한 교사-유아 상호작용 척도를 사용하였다. 본

척도는 정서적 상호작용 10문항, 언어적 상호작용 10문항, 행동적 상호작용 10문항 모두 30문

항으로 구성 되어 있다. 정서적 상호작용은 유아에게 온정적이고 친절한 태도로 상호작용 하

는 것을 의미하며 ‘유아에게 항상 웃는 얼굴로 대한다.’ 등의 문항이 포함된다. 언어적 상호작

용은 유아의 생각과 느낌, 요구와 표현에 대해 언어적으로 상호작용하는 것을 의미하며 ‘유아

가 생각을 자유롭게 이야기할 수 있도록 긍정적인 언어를 사용한다.’ 등의 문항이 포함된다.

행동적 상호작용은 유아의 적절한 행동과 부적절한 행동에 대하여 행동적으로 상호작용 하

는 것을 의미하며 ‘유아에게 활동을 지시하기 보다는 먼저 시범을 보인다.’ 등의 문항이 포함

된다. 본 척도는 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’의 5점 평정하도록 되어 있으며 점

수가 높을수록 교사-유아의 정서, 언어, 행동의 상호작용이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나

타난 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 정서 .92, 언어 .90, 행동 .90으로 나타났다.

2) 정서지능

유아교사의 정서지능을 측정하기 위하여 Law와 Wong(2004)이 개발한 EIS(Emotional

Intelligence Scale)를 번안하여 사용한 노혜미(2005)의 척도를 사용하였다. 본 척도는 자기정

서인식, 타인정서인식, 정서활용, 정서조절의 하위요인으로 구성되어 있으며 각 요인에 4문항

씩 모두 16문항이다. 문항의 예를 들면 자기정서인식의 경우 ‘자신의 정서를 이해할 수 있다.’

타인정서인식의 경우 ‘다른 사람의 정서를 잘 파악할 수 있다.’ 정서활용의 경우 ‘스스로에게

동기부여를 잘 할 수 있다.’ 정서조절의 경우 ‘자신의 감정을 잘 통제 할 수 있다.’ 등을 포함

한다. ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’의 5점으로 평정하게 되어 있으며 점수가 높

을수록 정서지능이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나타난 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 자

기정서인식 .88, 타인정서인식 .91, 정서활용 .86, 정서조절 .90으로 나타났다.

3) 원장의 코칭리더십

원장의 코칭리더십을 측정하기 위하여 안현미(2011)가 사용한 코칭리더십 척도를 유아교

육기관의 원장평정에 적합하도록 수정하여 사용한 강진숙과 이경님(2015)의 척도를 사용하였

다. 본 척도는 원장의 교사에 대한 방향제시 3문항, 개발 3문항, 수행평가 3문항, 관계 4문항

모두 13문항으로 구성되었다. 문항의 예를 들면 방향제시의 경우 ‘원장은 나의 업무에 대한

방향을 명확하게 제시해준다.’, 개발의 경우 ‘원장은 나의 발전을 위한 교육 기회를 준다.’, 수


행평가의 경우 ‘원장은 나의 업무성과를 정기적으로 공평하게 평가해준다.’, 관계의 경우 ‘원

장은 신뢰할 수 있고, 나와 좀 더 좋은 관계를 가진다.’ 등을 포함한다. ‘전혀 그렇지 않다’ 1

점에서 ‘매우 그렇다’의 5점으로 평정하게 되어 있으며 점수가 높을수록 원장의 코칭리더십이

높음을 의미한다. 본 연구에서 나타난 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 방향제시 .90, 개발 .85,

수행평가 .86, 관계 .94로 나타났다.

3. 연구절차

2015년 8월 24일에서 28일까지 경남 김해시의 유치원 2곳을 선정하여 교사 20명을 대상으

로 예비조사를 실시하였다. 예비조사 결과 측정도구의 문항에 대한 이해에는 어려움은 없었

으며 소요시간이나 절차상의 문제도 없는 것으로 파악되었다. 본 조사는 2015년 9월 8일에서

9월 16일까지 부산광역시와 경남 김해시 및 창원시의 14개원 유치원과 13개원 어린이집에 근

무하고 있는 만 3-5세 유아를 담당하는 교사 350명을 대상으로 실시하였다. 먼저 연구자가 유

치원과 어린이집의 원장에게 연구의 목적을 설명한 후 협조와 동의를 구하고 유치원과 어린

이집을 방문하여 교사들에게 연구의 목적과 방법을 설명하였으며, 조사에 동의를 한 교사를

대상으로 질문지를 배부하고 답하게 하여 그 자리에서 회수 하였다. 회수된 330부 중 부실기

재 되거나 한 문항이라도 누락된 질문지를 제외하고 최종 283부가 분석 자료로 사용되었다.

4. 자료처리

수집된 자료는 SPSS 21.0과 Amos 21.0 프로그램을 사용하여 통계 처리하였다. 먼저 연구

대상의 일반적 특성을 살펴보기 위하여 빈도와 백분율을 구하고 연구도구의 신뢰도를 검증

하기 위하여 Cronbach’s α 계수를 산출하였다. 또한 교사-유아 상호작용, 정서지능, 코칭리더

십의 기술통계치를 살펴보고, 교사-유아 상호작용과 관련 변인들 간의 경로모형을 살펴보기

위하여 Pearson의 적률상관계수를 산출하고 구조방정식모형(SEM) 분석을 실시하였다. 이론

적 모형 검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였고, 경로모형의

적합도를 판단하기 위하여 절대적합지수로 표준카이자승치, GFI, RMR, RMSEA를, 증분적합

지수로 TLI, NFI를 사용하였다. 마지막으로 원장의 코칭리더십이 교사-유아 상호작용에 영

향을 미치는 경로에서 정서지능의 매개효과를 검증하기 위하여 Bootstrapping법을 이용한 간

접효과를 분석하였다.


Ⅲ. 결과 및 해석

1. 기초분석 : 측정변인들의 기술통계치와 상관관계 분석

기초분석을 위하여 측정변인들의 기술통계치와 Pearson의 적률상관분석을 통한 측정변인

들 간의 상관관계분석을 실시한 결과는 표 2와 같다.

<표 2> 측정 변인들의 기술통계치와 상관관계분석

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

코칭리더십방향제시 1

개발 .75***

1

수행평가 .74*** .79*** 1

관계 .76***

.68***

.77***

1

정서지능

자기인식 .37***

.23***

.22***

.30***

1

타인인식 .34*** .18*** .20*** .32*** .63*** 1

정서활용 .35***

.21***

.23***

.35***

.55***

.68***

1

정서조절 .37*** .21*** .29*** .39*** .54*** .59*** .66*** 1

상호작용정서 .45*** .33*** .39*** .53*** .55*** .57*** .64*** .62*** 1

언어 .41***

.30***

.35***

.47***

.53***

.57***

.62***

.59***

.87***

1

행동 .39*** .25*** .29*** .45*** .56*** .56*** .58*** .57*** .80*** .82*** 1

M 3.57 3.59 3.57 3.64 3.97 3.78 3.72 3.60 3.92 3.83 3.97

(SD) (.79) (.77) (.78) (.88) (.61) (.66) (.67) (.72) (.53) (.53) (.51)

왜도 -.27 -.39 -.16 -.34 -.58 -.47 -.47 -.06 -.55 -.46 -.75

첨도 .11 .16 -.15 -.35 1.34 .91 .90 .03 2.30 2.01 3.27

***p < .001

표 2에 의하여 구조방정식모형 분석을 위한 다변량정규분포성의 충족 여부를 살펴보기 위

하여 측정변인들의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 살펴보면 다음과 같다.

먼저 각 측정변인의 평균을 살펴보면 원장의 방향제시, 개발, 수행평가, 관계의 코칭리더십

은 3.57-3.64로 5점 리커트 척도의 중간 값보다 대체로 조금 높은 수준을 보이는 것으로 나타

났다. 또한 유아교사의 자기인식, 타인인식, 정서활용, 정서조절의 정서지능의 경우 3.60-3.97,

교사-유아의 정서, 언어, 행동의 상호작용의 경우 3.83-3.97로 5점을 기준으로 보면 교사의

정서지능과 교사-유아 상호작용의 각 하위요인에서 비교적 고르게 높은 수준을 보이는 것으

로 나타났다. 즉 유아교사는 원장의 코칭리더십, 교사의 정서지능과 교사-유아 상호작용을


비교적 높게 지각 하는 것으로 해석된다.

또한 자료의 정규분포성을 왜도와 첨도의 값에 비추어 살펴보면 왜도의 경우 -.06∼-.75,

첨도의 경우 .03∼3.27의 분포를 나타내므로, 왜도 절대 값 3미만, 첨도 절대값 8또는 10미만

에 해당되어(김대업, 2009) 최대우도추정법(ML; Maximum Likelihood)을 적용한 구조방정식

모형(SEM) 분석이 적합한 정규분포성이 확인되었다고 가정할 수 있다.

다음 표 2에 의하여 측정변인들 간의 상관관계를 살펴보면, 유아교사의 교사-유아 상호작

용은 원장의 방향제시(정서; r=.45 <.001, 언어; r=.41 p<.001, 행동; r=.39 p<.001), 개발(정서;

r=.33 p<.001, 언어; r=.30 p<.001, 행동; r=.25 p<.001), 수행평가(정서; r=.39 p<.001, 언어;

r=.35 p<.001, 행동; r=.29 p<.001), 관계(정서; r=.53 p<.001, 언어; r=. 47 p<.001, 행동; r=.45

p<.001)의 코칭리더십과 정적인 상관관계가 나타났다.

또한 유아교사의 교사-유아 상호작용은 교사의 자기인식(정서; r=.55 p<.001, 언어; r=.53

p<.001, 행동; r=.56 p<.001), 타인인식(정서; r=.57 p<.001, 언어; r=.57 p<.001, 행동; r=.56

p<.001), 정서활용(정서; r=.64 p<.001, 언어; r=.62 p<.001, 행동; r=.58 p<.001), 정서조절(정

서; r=.62 p<.001, 언어; r=.59 p<.001, 행동; r=.57 p<.001)의 정서지능과 정적인 상관관계가

나타났다.

즉 유아교사의 교사-유아 정서, 언어, 행동적 상호작용은 원장의 방향제시, 개발, 수행평가,

관계의 코칭리더십이 높을수록 교사의 자기인식, 타인인식, 정서활용, 정서조절의 정서지능이

높을수록 높은 것으로 나타났다.

2. 측정모형 분석

원장의 코칭리더십, 유아교사의 정서지능, 교사-유아 상호작용을 측정하는 변인들이 잠재

변인을 적절히 설명하는지를 살펴보기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분

석은 측정변인들이 잠재변인을 구성하는 관계를 분석하는데 초점을 둔 모형으로 최대우도법

을 적용하여 추정하였다. 그 결과 측정모형의 적합도는 표 3과 같으며 모수치 추정 결과는

그림 2와 같다.

<표 3> 측정모형의 적합도 분석결과

적합지수 CMin df χ²/df GFI RMR RMSEA TLI NFI

적합기준 < 3 >.90 <.05 <.10 >.90 >.90

측정모형 113.35 41 2.765 .930 .025 .079 .960 .954


표 3에 의하면 χ²/df= 2.765(p>.05), GFI .930, RMR .025, RMSEA .079, TLI .960, NFI .954

로 홍세희(2000)의 구조모형 적합도 권장지수에 따라 모든 값이 적합기준을 충족시키므로 측

정모형이 적합함을 알 수 있다.

[그림 2] 측정모형의 요인부하량

그림 2에 의하여 잠재변인과 측정변인들 간의 관계를 검토한 결과, 모든 잠재변인에서 측

정변인의 요인부하량이 모두 .50 이상의 높은 부하량을 가지는 것으로 나타났다. 이는 잠재변

인에 대한 측정변인들의 요인부하량이 최소한 .50이상이어야 한다는 기준(김계수, 2007; 문수

백, 2009)에 적합한 것으로 판단된다. 또한 잠재변인들 간의 상관관계를 검토한 결과, .42∼.81

범위로 나타나 잠재변인들 간의 상관계수는 .85∼.90이하이어야 타당 한다는 의견(문수백,

2009)을 충족하는 것으로 나타났다. 즉 연구모델하의 각 잠재변인들을 측정하기 위하여 선정

된 측정변인들이 충분한 수렴적 타당성을 보이고 잠재변인들 간에도 변별타당도를 충족하는

것으로 나타났으며, 측정모델에 대한 어떠한 수정도 필요하지 않는 것으로 나타났다.

방향제시

개발

수행평가

관계

정서조절

정서활용

타인인식

자기인식

행동

언어

정서

.87

.88

.86

.71

.83

.78

.85

.80

코칭리더십

정서지능

교사-유아상호작용

.93

.93

.87

e1

e2

e3

e4

e5

e10

e8

e7

e6

e9

e11

.49

.81

.42


3. 구조모형 분석

원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 미치는 직접적인 경로와

교사의 정서지능을 매개로 한 간접적인 경로를 확인하기 위하여 구조모형을 분석하였다.

그 결과 구조모형의 적합도 지수는 χ²/df=2.765(p>.05), GFI=.930, RMR=.025, RMSEA=.079,

TLI=.960, NFI=.954로 나타나 적합도 기준을 모두 충족하였다.

다음으로 교사-유아 상호작용에 대하여 원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 영향을 미

치는 구조모형의 경로계수를 살펴보면 표 4와 같다. 표 4의 경로모형의 경로계수를 그림으로

제시하면 그림 3과 같다.

<표 4> 경로모형의 경로계수

변인간 경로 B β S.E C.R

코칭리더십→정서지능 .31 .42 .05 6.28***

→교사-유아 상호작용 .12 .19 .03 3.87***

정서지능 →교사-유아 상호작용 .65 .73 .06 11.76***

***p < .001

정서활용

코칭리더십

방향제시

개발

수행평가

관계

.87***

.85***

.88***

.86***

.78***

정서지능

타인인식 정서조절

.71*** .80*** .83***

.42***

.19***

.73***

상호작용 .93***

.87***

.93***

자기인식

정서

행동

언어

[그림 3] 최종경로모형

그림 3에 의하면 유아교사의 교사-유아 상호작용에 원장의 코칭리더십은 직접적인 영향(β

=.19, p<.001)을 미칠 뿐만 아니라 교사의 정서지능을 매개로 하여 간접적인 영향(β=.42,

p<.001)도 미치는 것으로 나타났다. 즉 원장의 코칭리더십은 유아교사의 교사-유아 상호작용


을 직접적으로 증진하게 하는 것으로 해석된다. 또한 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지능을

증진하게 하여 교사-유아 상호작용을 증진시키는 간접적인 영향도 미치는 것으로 해석된다.

또한 유아교사의 교사-유아 상호작용에 정서지능은 직접적인 영향(β=.73, p<.001)을 미치

는 것으로 나타났다. 즉 유아교사의 정서지능은 교사-유아 상호작용을 직접적으로 증진시키

는 영향을 미치는 것으로 해석된다.

최종 경로모형의 다중상관자승치를 살펴본 결과 교사-유아 상호작용에 대한 관련변인들의

설명력은 68.4%로 나타났다.

그리고 그림 2에서 원장의 코칭리더십이 유아교사의 정서지능을 통하여 교사-유아 상호작

용에 영향을 미치는 경로에서 간접적인 영향의 통계적 유의성을 부트스트래핑(Bootstrapping)

방법을 통하여 검증하고 그 결과를 표 5에 제시하였다.

<표 5> 유아교사의 교사-유아 상호작용에 대한 관련변인의 직·간접효과 총효과

경로 직접효과 간접효과 총효과

코칭리더십 →교사-유아 상호작용 .19*

.30*

.49*

정서지능 →교사-유아 상호작용 .73* - .73*

코칭리더십 →정서지능 .42* - .42*

*p < .05

표 5에 의하면 원장의 코칭리더십이 유아교사의 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 경

로에서 간접효과는 .30(p<.05)으로 유의하게 나타났다. 이와 같은 간접효과의 유의성을 그림

1에 비추어 볼 때 원장의 코칭리더십이 유아교사의 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 경

로에서 교사의 정서지능의 매개효과를 확인 할 수 있다. 즉 원장의 코칭리더십은 교사의 정

서지능 증진에 효과가 있으며 이는 교사-유아 상호작용을 높이는 간접효과가 유의함을 확인

할 수 있다.

그리고 유아교사의 교사-유아 상호작용에 대한 상대적 영향력을 살펴보기 위하여 원장의

코칭리더십과 교사의 정서지능의 직접효과, 간접효과, 총효과를 표 5에 제시 하였다. 표 5에

의하면 유아교사의 교사-유아 상호작용에 교사의 정서지능, 원장의 코칭리더십의 순으로 직

접효과와 총효과가 큰 것으로 나타났다. 이로써 교사-유아 상호작용에 교사의 정서지능, 원

장의 코칭리더십 순으로 중요한 요인임을 알 수 있다.


Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구는 유치원과 어린이집에서 만 3세에서 5세 유아를 담당하는 유아교사를 대상으로

원장의 코칭리더십과 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 어떠한 직·간접적인 경로로

영향을 미치는지를 구조방정식 모형분석을 통하여 살펴보아 교사-유아 상호작용에 대한 원

장의 코칭리더십과 교사의 정서지능의 인과적 관련성을 이해하는 한편 교사-유아 상호작용

을 증진하기 위한 교사교육과 프로그램의 기초자료를 제공하는데 목적을 두었다. 본 연구에

서 나타난 주요 결과를 요약하고 선행연구와 관련지어 논의하면 다음과 같다.

첫째, 교사-유아 상호작용에 원장의 코칭리더십은 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났

다. 즉 원장의 코칭리더십은 교사-유아 상호작용을 높이는 직접적인 효과가 나타났다. 본 연

구에서는 최근 리더의 코칭리더십이 구성원 간의 상호신뢰와 소통을 바탕으로 조직 구성원

들의 역량을 증진하고 성과를 향상하게 하는데 큰 효과가 있는 것으로 밝혀지고 있어(정소

라, 2015; Srivastava, Bartol & Locke, 2006), 유아교육기관의 원장의 리더십이 교사-유아 상

호작용에 의미 있는 영향을 미칠 것이라 추정하고 이를 분석한 결과 그 영향이 확인되었다.

본 연구에서 원장의 코칭리더십이 교사-유아 상호작용에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나

타난 결과는 리더의 코칭리더십이 조직구성원들의 직무만족을 비롯한 조직유효성을 높이는

데 긍정적인 효과가 있었다는 연구(양일선 외, 2015)에 의하여 지지된다.

이로써 유아교육기관의 원장의 코칭리더십은 교사-유아 상호작용에 직접적으로 긍정적인

영향을 미침을 알 수 있다. 이는 원장이 유치원이나 어린이집의 리더로서 코칭리더십을 발휘

하면 교사의 유아와의 상호작용의 질을 높일 수 있음을 의미한다. 이에 대한 이유를 다음과

같이 해석할 수 있다. 코칭리더십은 상호신뢰를 바탕으로 구성원의 직무에 대한 명확한 방향

제시, 역량기술 향상 지원을 통한 역량 개발, 수행평가와 피드백 및 소통관계에 초점을 둔다

(Stowell, 1988). 따라서 원장의 코칭리더십은 교사의 심리적 안정과 함께 역량 개발에 도움

이 되어 직무수행과 성과 증진에 긍정적인 영향을 미치므로 유아와의 상호작용의 질에도 영

향을 미치기 때문으로 본다. 즉 원장의 코칭리더십은 교사의 직무수행에서 심리적 안정에 도

움이 되고 역량개발을 지원하여 보육교사의 직무스트레스를 완화하는 한편 조직몰입을 도우

며(정소라, 2015), 직무만족도와 교사효능감을 높이게 하여(조경희, 2013) 궁극적으로 유아교

사의 교육 및 보육 관련 직무수행의 효율성을 높이므로 교사-유아 상호작용의 질이 향상되

는데 중요한 역할을 한다고 볼 수 있다. 따라서 원장의 코칭리더십은 교사-유아 상호작용의

직접적인 중요한 지지원이 된다고 볼 수 있다.


또한 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지능을 통하여 교사-유아 상호작용에 간접적인 영

향을 미치는 것으로 나타났으며 이에 대한 통계적 유의성을 검증한 결과 그 효과가 확인되었

다. 즉 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지능의 증진에 긍정적인 영향을 미치고 이는 교사-

유아 상호작용을 높이는 간접효과가 나타났다. 이러한 결과는 리더의 코칭리더십이 구성원의

감성지능의 증진에 효과가 있다는 연구(신광현, 김안자, 2011), 코칭리더십이 조직구성원의

정서지능의 선행요인이 된다는 연구(양일선 외, 2015), 리더의 코칭리더십이 조직구성원의 정

서지능과 밀접한 관련이 있다는 연구(박지원, 2011) 및 정서지능이 교사와 유아 및 영아 상호

작용에 직접적인 영향을 미친다는 연구(조혜진, 김수연, 2012; 홍자영, 2015)에 의하여 지지된

다. 이는 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지능을 높여 이는 결국 교사-유아 상호작용에 긍

정적인 효과를 보이는 것으로 해석할 수 있다. 이에 대한 이유로는 다음과 같이 설명될 수 있

다. 교사와 수평적이고 신뢰로운 관계를 바탕으로 경청, 관심, 격려를 강조하는 원장의 코칭

리더십은 교사의 정서적 안정감에 크게 효과가 있다. 이는 교사가 유아교육기관에서 심리적

으로도 안정감을 갖게 하여 유아와의 상호관계에서 적절한 정서표현과 긍정적인 정서활용

및 정서조절을 할 수 있도록 도와 교사-유아 상호작용을 촉진하는 것으로 볼 수 있다.

이처럼 본 연구에서 나타난 교사-유아 상호작용에 대한 원장의 코칭리더십의 직접적인 효

과와 정서지능을 매개로 한 간접적인 효과에 비추어 볼 때 원장의 코칭리더십은 교사의 정서

지능 함양과 교사-유아 상호작용의 의미 있는 보호요인이 된다고 볼 수 있다. 따라서 원장의

코칭기술을 증진할 수 있는 교육을 통한 원장의 리더십 역량 함양이 교사의 정서지능과 유아

와의 상호작용의 질을 높이는 선행요인이 될 수 있음을 알 수 있다. 이는 교사에게 적절한 방

향을 제시하고, 자기개발과 합리적인 수행평가를 지원하며, 교사와 신뢰관계를 도모할 수 있

도록 하는 내용에 초점을 맞춘 원장의 코칭리더십 교육이 교사의 정서지능 함양이나 유아의

상호작용의 질을 증진할 수 있는 방안이 될 수 있음을 시사한다.

둘째, 교사-유아 상호작용에 교사의 정서지능은 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

즉 교사의 정서지능은 교사-유아 상호작용을 높이는데 직접적으로 긍정적인 영향을 미치는

것으로 해석된다. 이러한 결과는 정서지능이 높은 교사가 낮은 교사보다 애정적인 상호작용

을 더 많이 보이며 비참여적인 상호작용이 더 적은 것으로 보고한 연구(조혜진, 김수연,

2012), 교사의 정서지능이 높을수록 교사-영아 상호작용이 높은 것으로 나타난 연구(이선미,

이승미, 2013)와 일치하였다. 또한 이는 정서지능이 직무능력과 직무효율성을 높이기 위한 중

요한 능력으로 교육현장의 교수행동에서도 그 중요성이 보고된 연구(Gottman & Levenson,

1999), 정서지능이 높은 교사가 역할수행을 잘하며(문혜련, 강지희, 2015), 교사의 감성지능이

교사효능감을 높여 교사-유아 상호작용에 긍정적인 영향을 미친다는 연구(홍자영, 2015)에


의하여 지지되고 있다. 이로써 유아교사의 정서지능이 높을수록 교사-유아 상호작용의 질이

더 높아질 수 있음을 알 수 있다. 이에 대한 이유로 정서지능의 대인관계에 대한 기능으로 해

석할 수 있다. 즉 정서지능은 정서에 부담을 주는 상황에서도 자신과 타인의 정서를 인지하

고 이해하는 한편 정서를 효율적으로 조절하고 사용하여 타인과의 관계에서 합리적인 행동

을 하게 하는 능력으로(Salovey et al., 2007) 대인 간의 성공적인 상호작용에 필수적인 개인

적인 역량이다. 특히 유아교사는 직업적 특성으로 인하여 유아의 정서적 요구에 절대적으로

맞추어야 하므로(이영미, 민하영, 2011). 교사-유아 상호작용 과정에서 교사는 정서노동을 경

험하는 경우가 많다. 교사의 정서노동이 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 과정에서 정서

지능은 정적인 조절효과를 보이므로(이선미, 이승미, 2013) 정서지능은 유아와의 효율적인 상

호작용을 위하여 매우 중요하다. 즉 정서지능이 높은 교사는 매일의 유아와의 상호작용 과정

에서 유아의 정서와 요구를 정확하게 인지하고 이에 따라 자신의 정서를 적절하게 조절하며

민감하게 반응하여 촉진적인 상호작용을 하는 것으로 볼 수 있다.

더욱이 본 연구에서는 유아교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 가장 큰 직접적인 영

향과 인과 효과가 나타났다. 이러한 결과는 영아교사의 정서지능과 영아-교사 상호작용 간에

.76의 높은 상관이 나타난 연구(이선미, 이승미, 2013)와 맥락을 같이 하였다. 이는 유아교사

의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 결정적인 선행요인임을 의미한다. 또한

이는 교사-유아 상호작용의 질을 높이기 위하여 유아교사의 정서지능 함양은 필수적임을 시

사한다. 따라서 교사-유아 상호작용을 증진하기 위한 교사교육이나 프로그램에 교사의 정서

지능의 증진을 위한 교육이나 방안을 포함하는 내용은 매우 중요하다고 볼 수 있다. 이는 교

사-유아 상호작용의 질을 높이기 위한 교육과 프로그램의 효과는 유아교사가 자신과 유아의

정서를 정확하게 인식하고 이해하여 스스로 정서를 효율적으로 조절하며 유아와의 상호작용

과정에서 긍정적인 사고로 합리적인 행동을 표출할 수 있는 능력을 함양할 수 있는 내용과

밀접한 관련이 있음을 시사한다.

본 연구에서 나타난 결과를 일반화하기 위한 제한점과 후속연구를 위한 제언을 하면 다음

과 같다. 첫째, 본 연구는 원장의 코칭리더십, 교사의 정서지능, 교사-유아 상호작용을 질문지

를 통한 교사보고에 의존하여 측정한 한계가 있다. 이러한 경우 측정의 편중성을 비롯한 연

구의 객관성에 제한이 있을 수 있으므로 후속연구에서는 교사-유아 상호작용에 대한 관찰,

원장보고, 동료보고를 포함한 다차원적 측정과 함께 심층 면접 등 질적 분석이 함께 병행되

어 좀 더 객관적이고 심도 있는 분석이 이루어져 결과의 일반화를 극대화할 필요가 있다. 둘

째, 본 연구에서는 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 교사변인으로 정서지능, 직무환경

변인으로 원장의 코칭리더십에 한정하여 살펴보고 있다. 특히 교사의 학력이나 경력 및 기관


유형 변인 등의 교사 배경변인이 교사-유아 상호작용에 영향을 미친다고 밝혀지고 있으나

이를 고려하여 분석하지 못한 한계가 있다. 따라서 이들 배경변인들을 포함한 유아교사의 교

사-유아 상호작용에 대한 관련변인들의 영향을 살펴보는 후속연구가 이루어져 교사-유아 상

호작용에 영향을 미치는 관련 요인들에 대한 포괄적이고 심도 있는 이해를 도울 수 있어야

할 것이다.

이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 최근 유아교육과 보육의 질을 높이기 위한 교사의

자질에 대한 관심이 고조되고 있는 시점에서 교사의 자질 중 가장 중요한 요인의 하나로 부

각되고 있는 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 중요한 요인들을 분석한데 의의가 있다.

또한 본 연구의 결과를 통하여 교사-유아 상호작용에 교사의 정서지능과 원장의 코칭리더십

이 직접적으로 영향을 미치고 있음을 확인하였다. 이 중 원장의 코칭리더십은 교사의 정서지

능을 증진하게 하여 교사-유아 상호작용을 높이는 간접효과도 있음을 검증하여 원장의 코칭

리더십의 발휘가 교사-유아 상호작용의 보호요인임을 밝힌 점은 의미가 있다고 하겠다. 특히

교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용의 가장 중요한 선행요인의 하나임을 강조하고 있어

교사-유아 상호작용 증진을 위하여 교사의 정서지능 함양이 필수적임을 제시한 데 의의가

있다. 본 연구에서 도출된 결과를 유아교육과 보육 현장에서 교사교육이나 원장교육에 적용

한다면 교사-유아 상호작용의 질을 증진하는데 기여하리라 기대된다.


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Abstract

The influences of director’s coaching leadership and early

childhood teacher’s emotional intelligence on teacher-child

interactions

Bo Gyeong Kim · Kyung Nim Lee

This study examined the influences of director’s coaching leadership and early childhood teacher’s

emotional intelligence on teacher-child interactions. The data were collected from 283 early

childhood teachers. This study used the questionnaires to collect data on director’s coaching

leadership, teacher’s emotional intelligence, and teacher-child interactions. All research variables

were measured using self-assessment questionnaires and were analyzed with Pearson’s correlations

and structural equational modelling. The results were as follows: first, director’s coaching leadership

was found to affect teacher-child interactions directly and indirectly through teacher’s emotional

intelligence. Second, teacher’s emotional intelligence was found to affect teacher-child interactions

directly and to have a mediating effect between director’s coaching leadership and teacher-child

interactions. Additionally, teacher’s emotional intelligence was to be the most important variable

predicting teacher-child interactions. These findings suggest that improving teacher’s emotional

intelligence and the director’s coaching leadership could help facilitate teacher-child interactions and

subsequently, enhance the quality of child-care and early childhood education.

원장의 코칭리더십과 유아교사의 정서지능이 교사 상호작용에 미치는...

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