인간의 삶에 있어 미술은 자기표현의 수단임과 동시에 의사소통의 매개이다. 이와 같이 인간의 삶의 일부분이 되는 미술은 교육 분야에서도 그 중요성이 과거 어느 때보다도 강조되고 있다. 특히 정부에서는 한 분야에서 우수한 인재 보다는 다양한 영역 즉 과학, 기술, 엔지니어링, 수학, 예술을 융합(STEAM)하는 인재 양성을 정책적으로 지원하고 있다. 융합인재 양성에서 더욱 부각되고 있는 영역은 예술이며, 예술 영역에서도 시각예술인 미술의 중요성을 인정하고 연구들(백은주, 2014; 지성애, 2013; 지성애, 박찬옥, 유구종, 조형숙, 2010)은 유아들을 대상으로 보다 효과적으로 미술교육을 운영할 수 있는 방안들을 다각도에서 모색하고 있다. 그러나 유아들에게 적합한 미술교육의 목적과 목표를 설정하고 미술교육 내용과 교수학습 방법 등을 개발하여 유아교육 현장에 보급한다 할지라도 교사가 이를 교육현장에 적용하여 그 효과를 극대화하지 않으면 무의미한 것이다. 다시 말해 유아 미술교육을 통해 융합적 인재를 양성하기 위한 효과를 거두기 위해서는 우선적으로 미술교육 교수효능감이 높은 교사들이 요구된다. 많은 연구들도 교사의 교수효능감이 특정 교과의 교육적 효과를 강력하게 예측하는 변인임을 발표한 바 있다(한석실, 임명희, 2003; 채영란, 2008; Cruz & Arias, 2007; Emmer & Hickman, 1991; Ghaith & Yaghi, 1997; Tschannen-Maran et al., 1998; Wertheim & Leyser, 2002).

교사의 교수효능감은 교육 과정과 결과에서 발생하는 교사와 학습자간의 관계에 대한 교사의 신념, 전문성, 자신감 등에 대한 자율적 판단과 관련되며 또한 자신의 교수능력에 대한 신념과 실제 교육 운영 및 효과에 대한 자기평가로 볼 수 있다(지성애, 2013). 따라서 유아 미술교육의 효과를 극대화할 수 있도록 하는 교사의 미술 교수효능감은 미술교육 과정에서 발생하는 교수효능감으로 교사가 자신의 교수능력에 대해 자신이 있을 뿐 아니라 자신이 수행한 교육의 효과에 대한 긍정적인 결과를 예측하는 것이 포함된다.

이러한 교수효능감은 Bandura(1997)가 주창한 ‘자아효능감’에 뿌리를 두고 있다. Bandura(1997)의 사회인지이론에서는 자아효능감을 “사회적, 인지적, 그리고 행동적 기술들의 통합체로 바람직한 결과를 성취하도록 추진 및 결정을 이끌어 내는 능력”(Cruz & Arias, 2007; Zimmerman, 2000)으로 간주하고, ‘인지적 자아효능감’과 ‘결과 기대 효능감’으로 구분되고 연계되어 있음을 설명하고 있다. 교사의 인지적 자아효능감은 교사의 생각과 감정, 개인의 목적을 성취하기 위한 노력과 인내 그리고 자신감을 가지고 교육관련 제반 요인들을 스스로 통제하면서 유아들에게 적합한 교수방법을 시도하고 실천하는데 영향을 미친다(Bandura, 1997; Milner, 2002; Tschannen-Moran & Woolfolk-Hoy, 2001). 또한 높은 인지적 자아효능감을 가지고 있는 교사들은 낮은 학업 성취 또는 행동 문제를 가지고 있는 유아들의 학습을 향상시키기 위해 다각도에서 적합하고 효과적인 교수방법을 계획하고 실천한다(Emmer & Hickman, 1991; Ghaith & Yaghi, 1997; Tschannen-Maran et al., 1998; Wertheim & Leyser, 2002).

동시에 자아효능감이 높은 교사는 자신의 교수방법을 통해 유아들이 교육목표를 효과적으로 성취할 수 있다는 결과 기대가 높다. 앞에서 지적하였듯이, 교사의 교수효능감 설명 요인으로 인지적 자아효능감 이외에 학업성취와 행동변화에 대한 ‘결과 기대(outcome expectation) 효능감’을 Bandura(1997)는 지적하였다. 인지적 자아효능감은 유아의 학업성취와 행동변화를 위해 필요한 방법과 행동을 이끌어 내기 위한 교사의 자신감과 관련된 반면, 결과 기대 효능감은 교육효과에 대한 교사의 결과적 기대치로 도출 가능한 교육적 결과에 대한 판단 및 확신으로 볼 수 있다. 교사의 자아효능감 설명 요인은 ‘인지적 자아효능감’과 ‘결과 기대효능감’으로 연결되어있으나, 이들 요인은 개념상으로 차이가 있을 뿐 아니라 교사의 교육 경험의 양과 질에 따라 차이가 있을 수 있음을 주지해야 한다고 Bandura(1997)는 설명한다. 이러한 Bandura(1997)의 견해는 교사 스스로 자신의 교수방법을 효과적으로 사용할 수 있다는 확실한 신념을 가지고 있지 않다면 효과적으로 교육을 실천하지 못할 것임을 암시하는 것이라 하겠다.

한편, Gibson과 Dembo(1984)는 208명의 유아교사들을 대상으로 6점의 Likert로 측정할 수 있는 유아교사의 ’교수효능감(TES)’ 검사 도구 개발을 위한 요인분석 결과, 두개의 요인이 도출하였다. Gibson과 Dembo(1984)는 이 두 개의 요인들이 Bandura(1997)가 설명하고 있는 자아효능감의 인지적 자아효능감 및 결과 기대 효능감과 상관관계가 높음을 보고하였다. Gibson과 Dembo(1984)는 Bandura(1997)가 설명하고 있는 인지적 자아 효능감이라고 확인된 요인을 ‘개인적 교수효능감(교사 스스로 유아들의 학업성취를 효과적으로 함양시킬 수 있는 능력이 있다고 믿는 자신감)’으로 명명하였으며, 결과 기대효능감과 일치하는 요인은 ‘일반적 교수효능감(유아들의 학업성취와 행동변화를 교사의 교수 방법과 전략을 통해 효율적인 결과가 도출될 것이라는 기대감)’으로 명명하였다(Cruz & Arias, 2007, 재인용). 이와 같은 유아교사들을 대상으로 교사의 교수효능감 검사도구를 개발한 Gibson과 Dembo(1984)의 연구결과는 유아 교사의 교수효능감을 측정할 수 있는 두 영역을 크게 인지적 교수효능감의 ‘개인적 교수효능감’과 결과 기대효능감의 ‘일반적 교수효능감’으로 구분될 수 있음을 제기한 것으로 볼 수 있다.

그러나 Emmer와 Hickman(1991)은 Gibson과 Dembo(1984)이 제시한 교사의 교수효능감 측정 영역에 ‘교실운영 및 규칙관리’와 관련된 효능감을 새로운 요인으로 첨가할 필요성을 제기하였다(Cruz & Arias, 2007). Emmer와 Hickman(1991)은 교육현장에서 양질의 교육환경을 유지하고 이를 효과적으로 운영할 수 있는 교사의 능력을 개념화했다. 특히 Cruz와 Arias(2007)은 교사의 교수효능감에 Emmer와 Hickman(1991)가 제시한 ‘교실운영 및 규칙’ 관련 요인을 교수효능감의 새로운 측정 요인으로 고려해야 함을 지적하였다. 유아 교육현장에서 교육을 수행하기 위해서는 먼저 교사와 유아 간에 긍정적 관계를 형성해야 한다. 이어서 교사는 학급전체 또는 개별 유아의 발달적 흥미 및 요구에 반응하고 교육 목표를 성취할 수 있는 교육을 계획하며 교실 환경을 구성 배치하고 적합한 교수학습 재료 및 도구 등을 제공해야한다. 뿐만 아니라 유아들의 역동적인 교육을 위해 적합한 규칙을 규정하고 관리해야 한다. 이러한 맥락에서 Emmer와 Hickman(1991)이 제시한 ‘교실 운영 및 규칙’ 관련 효능감은 교사의 교수효능감 측정 요인에 포함시켜야 한다(Wertheim & Leyser, 2002)고 본다.

유아 미술 교수효능감이 높은 교사는 미술교육의 목적과 목표를 명백하게 인지하고 있을 뿐 아니라 교수해야 하는 미술교육 내용과 전략 그리고 평가에 대한 인지 역시 높을 것이다. 같은 맥락에서 교사의 미술 교수효능감에 관한 연구들도 미술 교수효능감이 높은 교사는 미술교육의 목적과 목표 그리고 제반 미술교과와 관련된 내용 및 교육방법에 관한 지식과 기술 및 태도를 스스로 높이 평가하고 있다고 지적하고 있다(지성애, 2013). 국가수준의 유아교육과정인 누리과정의 ‘예술경험’ 영역에서는 3∼5세 유아들을 대상으로 미술교육을 실시해야 함을 권고하며 예술경험과 연계하여 미술교육의 목적과 목표 뿐 아니라 내용을 제시하고 있다. 누리과정은 유아 미술교육 내용으로 미술요소 중심의 탐색내용과 자신이 보고, 알고, 느낀 것을 자유롭게 표현하도록 하는 표현중심 내용 그리고 자신의 작품 뿐 아니라 다른 사람 및 문화의 작품을 인정하고 관심을 갖는 감상 내용을 유아교육 현장에서 다루도록 하고 있다. 미술 교수효능감이 높은 유아교사라면 누리과정에서 제시하고 있는 미술관련 내용을 교수하는 자신감이 높을 뿐 아니라 미술교육 효과에 대한 기대치도 높을 것이다.

세계적인 유아 미술교육전문가인 Fox와 Schirrmacher(2012) 그리고 Koster(2012)는 유아교사는 재능 있는 화가는 아니더라도 예술가와 미술에 관해 조예가 있고 미술관련 지식과 미술적 요소 그리고 유아 발달에 적합한 미술실제 등에 대한 지식과 이해력이 높아야 할 뿐 아니라, 창의적인 미술 전문가로서 미술교육 수행을 즐거워하고 자신감을 갖고 있어야 한다고 하였다. 이러한 Fox와 Schirrmacher(2012) 그리고 Koster(2012)의 지적은 유아 미술 교수효능감이 높은 교사를 규정하고 있는 것으로도 볼 수 있다(지성애, 2013). 또한 Isenberg와 Jalongo(2005)도 유아 미술교육의 효과는 미술교육에 대한 교사의 자신감과 효능감이 중요한 요인이므로 미술교육의 효과를 극대화하기 위해서는 교사의 교수효능감을 높힐 수 있는 방안을 검토할 필요가 있다고 주장하였다. 이와 같은 연구자들(지성애, 2013; 채영란, 2008; Gibson & Brown, 1982; Fox & Schirrmacher, 2012; Isenberg & Jalongo, 2005; Koster, 2012)의 지적은 유아 미술 교수효능감 검사도구가 개발된다면, 유아교사의 미술 교수효능감을 증진할 수 있는 근거를 제공하여 보다 효과적으로 미술교육을 수행할 수 있도록 하는 매개가 됨을 예측하게 한다.

따라서 본 연구에서는 교육현장에서 교사가 효과적이고 역동적으로 미술교육을 수행할 수 있도록 하는 지침 구축의 일환으로 교사의 미술 교수효능감을 측정할 수 있는 척도를 개발하고자 하였다. 이러한 유아 미술 교수효능감 척도는 교사들에게 미술교육을 역동적으로 수행하도록 하는 지침이 될 뿐 아니라, 교사가 자율적으로 미술 교수효능감을 측정하도록 하는 자율장학의 도구로 활용되어 미술교육 전문성 함양의 매개로도 활용될 수 있을 것으로 본다. 이러한 목적을 수행하기 위해 본 연구에서는 다음과 같은 연구문제를 선정하였다.

본 연구는 유아교사의 미술교수효능감 척도 개발을 위하여 대도시와 농어촌에 위치한 유치원에 근무하고 있는 유아교사 489명을 연구대상으로 하였다. 연구대상 유아교사의 인적 배경 분포는 표 1에 제시된 바와 같다.

본 연구에서는 그림 1에 제시된 바와 같이 유아교사의 미술 교수효능감을 평가할 수 있는 척도를 개발하기 위하여 먼저 유아 교사의 효능감 및 미술교수에 관련된 문헌연구를 수행하였다. 유아 미술 교수효능감 척도를 개발하기 위해 관련된 문헌연구를 수행하였다. 유아 미술 교수효능감 척도를 개발하기 위해 관련 문헌들(지성애, 2013; 한석실, 임명희, 2003; 채영란, 2008; Bandura, 1997; Cruz & Arias, 2007; Emmer & Hickman, 1991; Ghaith & Yaghi, 1997; Milner, 2002; Tschannen-Maran et al., 1998; Tschannen-Moran & Woolfolk-Hoy, 2001; Wertheim & Leyser, 2002)을 비교 대조하여 유아교사의 미술 교수효능감을 평가할 수 있는 개념을 정의하고 측정할 수 있는 범주를 정리하였다.

또한 유아교육기관 교사 40명을 대상으로 유아교사들의 미술 교수효능감에 관한 개방형 설문지를 통해 인터뷰하였으며, 유아 미술교육 현장을 방문 관찰하여 실제 현장에서 나타나는 미술 교수효능감이 높은 교사들의 행동 특성을 관찰하였다. 문헌분석 결과 뿐 아니라, 개방형 설문 인터뷰 및 미술교육 현장 교사 행동 관찰 결과를 근거로 유아교사의 미술 교수효능감에 대한 목록을 추출하였다. 이와 같은 문헌연구, 개방형 설문 인터뷰 및 교육현장 관찰을 통해 유아교사의 미술 교수효능감에 관한 1차 예비문항으로 38문항을 구성하였다.

1차 예비 문항들에 대해 유아교사 20명과 유아교육 전공 미술교육 강의교수 7명이 각 문항에 따라 적절성과 이해 정도를 평가하도록 하고 이해하기 어려운 문항들과 우리나라 유아교사의 미술 교수효능감을 측정하는 내용으로 적합하지 않은 문항들, 그리고 중복된다고 판단되는 문항들을 협의 과정을 걸쳐 4문항을 삭제하고 정리하여 2차 예비 34문항을 구성하였다. 이어서 유아교사 15명과 유아 미술교육을 강의하고 있는 교수 3명들을 대상으로 유아교사 미술 교수효능감 척도 2차 예비문항에 대한 문항 내용의 적합성과 문항 이해도를 상, 중, 하로 측정하도록 하여 ‘하’로 판정된 문항 3개를 삭제하였다. 따라서 최종 유아교사 미술 교수효능감 척도는 31개 예비문항들로 구성되었다. 유아교사 최종 예비문항들은 다음 표 2에 제시되어 있다.

유아 교사의 미술 교수효능감 척도는 유아교사가 스스로의 미술교수에 있어서의 효능감을 평가하는 검사도구로서, 본 연구에서는 전국의 유치원에 재직 중인 유아교사 650명을 무선 표집하여 연구자 및 연구보조자가 전화로 연구의 목적을 설명하고 양해를 구한 후, 본 연구에서 연구도구로 개발한 ‘유아 미술 교수효능감’척도 검사지를 e-mail로 발송 혹은 직접 방문하여 배부하고 회수하여 연구 자료를 수집하였다. 총 배부된 650부의 검사지 중에 회수된 검사지는 총 523부이었으나, 분석에 적합하지 않은 자료 34부를 제외하여 총 489부의 검사지를 최종적으로 분석하였다. 유아 미술 교수효능감 척도의 각 설문 문항은 10점 척도로 평가하도록 구성되어 있으며 점수 범위는 31-310점이다. 구인 타당도는 문항들의 요인을 추출하기 위하여 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis; EFA)을 실시하였으며, 총점 및 하위 영역들 간의 상관관계를 검증하였다. 또한 도출 요인들의 구조에 대한 확인을 위하여 탐색적 요인분석을 수행한 489명의 연구대상 중 381명을 무선 표집하여 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 실시하였다. 이는 표본에 대한 무선표집을 통해 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석의 타당도를 높이기 위함이다. 신뢰도는 문항 간 내적 합치도를 알아보는 Cronbach α계수를 통해 검증하였다.

최종 구성된 문항들은 SPSS 20.0 프로그램으로 내용타당도의 산술 평균을 산출하였으며, 구인 타당도를 검증하기 위하여 Varimax 회전방식을 사용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석에서 얻은 결과를 기반으로 AMOS 20.0 프로그램을 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분석은 측정변수들이 요인들을 잘 나타내는지를 살펴보기 위하여 측정되는 문항들로 오직 해당 요인들에만 부하되도록 하였으며, 잔차들 간에는 모두 상관이 없고 요인들 간에 상호상관이 존재하는 모델 설정을 통해 분석하였다. 또한 하위 영역 및 총점 간 상관관계를 산출하기 위해 Pearson 적률상관계수를 산출하였다. 척도의 신뢰도는 Cronbach α계수를 통해 검증하였다.

최종 구성된 유아교사의 미술 교수효능감 척도 31문항들을 현장 유아교사 60명 및 유아교육 전공하고 미술교육을 강의하는 교수들 15명에게 의뢰하여 문항의 내용에 대한 이해도 및 적합성을 평가하는 내용 타당도 검증을 실시하였다. 유아교사의 미술 교수효능감 척도의 문항에 대한 이해도는 ‘이해하기 매우 쉽다’에 5점, ‘이해하기 쉽다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘이해하기 어렵다’ 2점, ‘이해하기 매우 어렵다’ 1점으로 평정하도록 하여 문항별로 최저 1점 최고 5점으로 평정하게 하였다. 문항의 이해도에 대한 검증 결과는 문항별로 최저 3.96에서 최고 4.78까지 평정되었으며 전체 평균은 4.53로 높게 나타났다.

또한 문항의 적합성에 대한 평정은 ‘매우 적합하다’ 5점, ‘적합하다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘다소 적합하지 않다’ 2점, ‘매우 적합하지 않다’ 1점으로 평정하도록 하여 최저 1점에서 최고 5점까지 평정하도록 하였다. 문항의 적합성에 대한 평정 결과 최저 3.88에서 최고 4.72까지 평정되었으며, 전체평균은 4.39로 비교적 높게 나타났다.

유아교사 미술 교수효능감 척도 문항들의 요인을 추출하기 위해 탐색적 요인분석을 실시 후 측정 구조 모델의 추출과 타당화 검증을 위한 확인적 요인분석을 실시하였다. 또한 유아교사의 미술 교수효능감 척도의 영역들이 같은 변인을 측정하고 있는지를 밝히기 위한 척도의 총점 및 하위 영역간의 상관관계를 산출하였다.

1) 탐색적 요인분석

최종 검사도구로 구성한 31문항에 대하여 고유값이 1.0 이상인 문항을 실시하였다. 또한 요인의 구조를 추출하기 위한 요인 추출모형으로는 주성분분석(Principle Component Analysis; PCA)을 사용하였다. 회전방식은 각 요인의 특성을 살펴보는데 용이하도록 Varimax 방법을 사용한 직각회전 방식을 사용하였다. 요인분석을 실시하기 위하여 요인분석에 대한 자료적합성을 살펴보기 위하여 Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)와 Bartlett의 검정을 실시한 결과 총 31문항의 KMO 측도 값은 .935이고, Bartlett의 구형성 검정의 귀무가설이 기각되었기 때문에 본 연구자료는 요인분석에 적합한 것으로 나타났다.

Bartlett의 구형성 검정치는 상관행렬은 단위행렬이란 귀무가설을 검정하기 위한 것으로 유아교사 미술 교수효능감 척도의 31개 문항에 대한 검정치가 13238.74이며 유의 수준 .000으로 귀무가설을 기각하였다. 이에 유아교사 미술 교수효능감 척도의 타당도를 측정하기 위한 요인분석을 사용할 수 있음이 증명되었다.

유아교사 미술 교수효능감 척도의 최종 31문항들을 요인분석한 결과 7개의 요인이 도출되었으며, 전체변량의 77.66%를 설명하는 것으로 나타났다. 각 요인별 가장 높은 요인 부하량을 보인 문항을 중심으로 요인분석을 실시한 결과는 표 3에 제시된 바와 같다. 문항의 내용에 근거하여 각 요인의 명칭을 부여하면 다음과 같다. 요인 1은 고유값이 12.673로 나타났으며, 전체변량의 40.88%를 설명하였다. 이들 5문항의 요인 적재량은 .801-.869로 나타났다. 요인 1은 교사가 유아 미술교육을 통해 성취할 수 있는 교육 목적 및 목표를 인지하고 이를 잘 수행할 수 있는 자신감을 가지고 미술교육을 효과적으로 달성할 수 있다는 기대와 확신과 관련된 교수효능감 이므로 이 요인을 ‘미술교육 목적‧목표’로 명명하였다.

요인 2은 전체변량에 대한 고유값이 4.388이며, 전체변량의 15.73%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 5문항의 요인적재량은 .756-.811로 나타났다. 요인 2는 유아 미술 감상교수를 효과적으로 교사가 수행할 수 있는 자신감이 있고 미술 감상교수 결과의 기대치와 관련된 교수효능감이므로 요인 2를 ‘교수학습법-감상’으로 명명하였다.

요인 3은 전체변량에 대한 고유값이 1.740이며, 전체변량의 5.61%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 6문항의 요인적재량은 .648-.769였다. 요인 3은 유아교사가 유아의 미술활동 과정 혹은 유아의 개별적인 발달 수준을 고려하여 평가할 수 있는 자신감이 있고 신뢰도가 높은 미술교육 평가를 수행할 수 있음을 확신하는 미술 교수효능감과 관련 되므로 이를 ‘미술교육평가’로 명명하였다.

요인 4은 전체변량에 대한 고유값이 1.384이며 전체변량의 4.46%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 6문항에 관한 요인적재량은 .586-.811로 나타났다. 요인 4는 유아들에게 효과적으로 미술표현을 교수할 수 있는 자신감과 미술 표현 교수 효과에 대한 기대치를 파악하는 것과 관련된 내용이므로 ‘교수학습법-표현’으로 명명하였다.

요인 5은 전체변량에 대한 고유값이 1.297이며, 전체변량의 4.18%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 5문항의 요인적재량은 .716-789으로 나타났다. 요인 5는 유아교사가 유아의 주변의 세계를 미술요소를 근거하여 탐색하고 이를 미술 표현으로 연계할 수 있도록 하는 교수에 대한 자신감과 동시에 효과적으로 미술 탐색의 교육 목적을 달성할 수 있다는 결과 기대 효능감과 연결되므로 이 요인을 ‘교수학습법-탐색’으로 명명하였다.

요인 6은 전체변량에 대한 고유값이 1.096이며, 전체변량의 3.54%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 2문항의 요인적재량은, .875, .861으로 나타났다. 요인 6은 미술교육의 목적과 목표를 극대화할 수 있도록 미술 교재와 교구를 선정 및 제공하고 적합한 미술교육 환경과 미술영역을 배치하고 구성하는 것에 대한 교사의 자신감과 이로 인해 나타나는 교육적 효과에 대한 기대감과 관련된 교수효능감 내용이므로 이를 ‘미술환경구성’으로 명명하였다.

요인 7은 전체변량에 대한 고유값이 1.009이며, 전체변량의 3.26%를 설명하는 것으로 나타났다. 이들 2문항의 요인적재량은, 822, .775으로 나타났다. 요인 7은 유아들의 미술작품 전시 계획과 운영 그리고 보관에 관한 내용들이 포함되어 있어 ‘미술작품 전시 및 보관’으로 명명하였다.

2) 확인적 요인 분석

확인적 요인분석을 위해서는 489명으로 구성된 표본 1에서 381명의 자료가 무선으로 표집 되었다. 확인적 요인분석은 Amos 20.0을 이용하여 분석하였다. 확인적 요인분석을 통하여 도출된 7개의 요인이 구조적으로 적합한지를 검증한 결과는 표 4에 제시되었다.

요인구조가 자료에 적합하다는 영가설을 평가하기 위해 가장 흔히 사용되는 통계치가 카이제곱(χ²)이다. 본 연구에서 카이제곱 값은 1331.165(df=413, p<.001)로 나타났다. 그러나 먼저 카이제곱 값은 표본자료가 모델에 적합한지를 측정하기 위한 지수로써 모델에 더 적합하기 위해서는 작은 값을 가져야 한다. 그러나 먼저 카이자승 값은 표본자료가 모델에 적합한지를 측정하는 한 지수로써 모델에 더 적합하기 위해서는 작은 값을 가져야 한다. 하지만 Byrne(1989)는 카이자승의 값은 자유도에 영향을 많이 받는 제한점을 가지고 있기 때문에 다른 대안적인 방법을 함께 살펴보아야 함을 제안한다. 이에 관련 연구들에서 주로 사용되고 있는 비교적합도 지수로 Comparative Fit Index(CFI), Tucker-Lewis Index(TLI), 모수불일치성 지수로 Root Mean Square Error of Approximation(RMSEA) 값이 함께 고려되고 있으며(Kelloway, 1998), 본 연구에서도 이러한 지수를 선택하여 자유도와 독립적인 적합도를 평가하였다. CFI와 TLI 값은 .9 이상일 경우 적합한 것으로 RMSEA는 .10보다 작을 경우 적합한 모형이라 평가될 수 있다. 본 연구 결과 CFI와 TLI 값은 각각 .910과 .901로 .9보다 높아 적합한 모형으로 나타났으며 RMSEA는 .074로 .10보다 작아 모델의 적합성이 검증되었다.

또한 그림 2는 유아교사 미술 교수효능감 척도 문항들의 적합성 검증을 위해 실시한 확인적 요인분석 결과를 구조모델로 나타낸 결과로 전체 7요인 32문항에 대한 설명향을 제시하고 있다.

확인적 요인분석 결과 요인1(교육목적‧목표)을 설명하는 각 문항들의 문항 부하량은 .88∼.93으로 나타났다. 요인 1을 구성하는 것에 있어서 문항 3(나는 미술교육을 통해 유아의 미적 인식과 심미감을 고취시킬 수 있다)가 가장 큰 설명을 보이고 있으며 문항 1(나는 미술교육을 통해 유아의 창의적 사고를 길러줄 수 있다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인2(교수학습법-감상) 에서는 .77∼.89의 문항 부하량이 나타났으며, 요인2를 구성하는 것에 있어서 문항 19(나는 감상활동을 위한 다양한 교수자료를 알고 활용한다 예, 미술가의 작품, 사회‧문화적 배경)가 가장 큰 설명을 해주며 문항 17(나는 미술요소나 원칙에 관련된 용어를 사용하여 감상교육을 수행한다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인3(미술교육평가) 에서는 .72∼.85의 문항 부하량이 나타났으며, 요인3를 구성하는 것에 있어서 문항 24(나는 유아의 미술 활동 과정을 다각적 측면에서 평가할 수 있다 예: 유아의 흥미, 집중도, 창의성, 친구와의 협력 등)가 가장 큰 설명을 해주며 문항 29(유아의 발달 수준에 적합한 미술활동을 선정하는 데에 어려움이 없다)가 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인4(교수학습법-표현) 에서는 .65∼.88의 문항 부하량이 나타났으며, 요인4를 구성하는 것에 있어서 문항 14(나는 미술 표현교육을 위한 아이디어와 교수능력이 충분하다고 생각한다)이 가장 큰 설명을 해주며 문항 12(미술 표현활동을 피하거나 시도하기를 거부하는 유아들에게 동기를 부여하여 적극적으로 참여시킨다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인5(교수학습법-탐색) 에서는 .77∼.91의 문항 부하량이 나타났으며, 요인5를 구성하는 것에 있어서 문항 8(나는 미술 양식과 특성에 대해 잘 알고 있으며, 유아들에게도 이러한 미술양식과 특성을 탐색하도록 잘 지도하는 편이다)이 가장 큰 설명을 해주며 문항 10(나는 유아들에게 다양한 입체, 평면 뿐 아니라, 재료, 기법 등을 비교 탐색하도록 항상 시도한다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인6(미술환경구성) 에서는 .84∼.95의 문항 부하량이 나타났으며, 요인6을 구성하는 것에 있어서 문항 31(생활주제에 맞추어 미술 재료와 도구를 선정하고, 주제가 바뀜에 따라 재료와 도구를 바꾸고 주기적으로 미술영역을 점검한다)이 가장 큰 설명을 해주며 문항 30(나는 유아 미술활동을 위한 공간 및 환경 구성을 대해 잘 알고 있으며, 이를 계절과 미술교육 목표에 따라 구성하고 배치한다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 요인7(미술작품 전시 및 보관) 에서는 .73∼.74의 문항 부하량이 나타났으며, 요인7을 구성하는 것에 있어서 문항 23(나는 유아가 만든 결과물을 포트폴리오로 작성하고 유아 인터뷰를 통해 결과물에 대한 설명메모도 기입하여 가정에 보낸다)이 가장 큰 설명을 해주며 문항 22(모든 유아의 미술작품을 순서에 따라 전시를 하고, 전시 후 개별로 분리하여 보관한다)이 가장 낮은 설명력을 갖는 것으로 나타났다.

3) 상관 분석

가) 유아교사 미술 교수효능감 척도 하위영역과 총점간의 상관관계

유아교사 미술 교수효능감 척도의 타당도가 나타나기 위해서는 각 영역들은 서로 어느 정도의 관련성이 있어야 한다. 구인타당도 추정을 위한 통계적 방법인 상관계수법은 구인들에 의해서 얻어진 점수와 총점과의 상관계수에 의하여 타당도를 검증한다. 이를 위해서 개발된 평가척도의 구인별 점수(하위영역 점수)외 총점 간 또한 각 문항 점수와 하위영역 총점 간 Pearson 적률상관계수를 산출하였다. 이에 하위 7개 영역의 점수 및 총점간의 상관계수를 산출한 결과가 표 5에 제시된 바와 같이 유아교사의 미술 교수효능감 척도의 총점과 교육목적‧목표 r=.683, 교수학습법-감상 r=.708, 미술교육평가 r=.823, 교수학습법-표현- r=.846, 교수학습법-탐색- r=.710, 미술환경구성 r=.546, 미술작품 전시 및 보관 r=.513로 유의미한 상관이 나타났다(p<.001). 더하여 각각 하위 영역간의 상관도 모두 통계적으로 유의하였다.

나) 유아교사 미술 교수효능감 척도 하위영역별 총점과 각 문항간의 상관관계

유아교사 미술 교수효능감 척도의 하위영역의 총점과 각 문항간의 상관관계를 산출한 결과는 표 6에 제시된 바와 같다.

유아교사 미술 교수효능감 척도의 하위영역 총점과 각 하위영역에 포함된 문항의 사호상관도가 타당도의 근거가 될 수 있기 때문에 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 7개 하위영역과 이에 포함된 문항들의 상관관계를 분석하였다. 표 6에 제시된 바와 같이 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘교육목적‧목표’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.899 에서 .936로 유의미한 관계가 나타났다. 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘교수학습법-감상’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.833 에서 .898로 유의미한 관계가 나타났다. 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘미술교육평가’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.793 에서 .869로 유의미한 관계가 나타났다. 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘교수학습법-표현’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.771 에서 .897로 유의미한 관계가 나타났다. 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘교수학습법-탐색’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.628 에서 .839로 유의미한 관계가 나타났다. 유아교사 미술 교수 효능감 검사도구의 ‘미술환경구성’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.804 에서 .915로 유의미한 관계가 나타났다. 마지막으로 유아교사 미술 교수효능감 검사도구의 ‘미술작품 전시 및 보관’ 총점과 문항들 간의 상관계수는 r=.794 에서 .814로 유의미한 관계가 나타났다. 이러한 결과에서, 모든 영역과 문항들 간의 r=.40 이상의 상관이 산출되어 구인은 적합한 것으로 판단할 수 있다.

유아교사 미술 교수효능감 척도의 신뢰도 검증을 위하여 문항 내적 합치도 지수인 Cronbach α 계수를 산출하였다. 표 7에 제시된 바와 같이, 유아교사 미술 교수효능감 척도 전체의 신뢰도는 .95로 높게 나타났으며, 교육목적‧목표(5문항)는 α가 .95, 교수학습법-감상-(5문항)는 .92, 미술교육평가(6문항)는 .92, 교수학습법-표현(6문항)은 .91, 교수학습법-탐색(5문항)은 .92, 미술환경구성(2문항)은 .89, 미술작품 전시 및 보관(2문항)은 .67으로 나타났다. 따라서 각 영역별 최종 문항들이 내적 일치도 면에서 비교적 동질적이며 일관된 내용을 평가하는 것으로 해석할 수 있다.

본 연구는 유아교사의 미술 교수효능감을 검사할 수 있는 유아교사 미술 교수효능감 척도 문항들을 구성하고 타당도 및 신뢰도 검증 과정을 거쳐 유아교사 미술 교수효능감 척도를 개발하는데 목적을 두었다. 본 연구의 결과를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 유아교사 미술 교수효능감 척도의 내용타당도를 산출하고자 문항의 이해도와 문항의 적합도를 구하였다. 이에 대한 검증 결과, 문항의 이해도는 각 문항별로 최저 3.96에서 최고 4.78까지 평정되었으며, 전체 평균은 4.53으로 높게 나왔다. 또한 문항의 적합성에 대해서는 각 문항 별로 최저 3.88에서 최고 4.78까지 평정되었고, 전체 평균은 4.39로 높은 것으로 밝혀졌다. 본 연구에서 개발한 유아교사 미술 교수효능감 척도는 자아효능감과 교사의 교수효능감과 관련 많은 연구들(지성애, 2013; 한석실, 임명희, 2003; 채영란, 2008; Bandura, 1997; Cruz & Arias, 2007; Emmer & Hickman, 1991; Ghaith & Yaghi, 1997; Milner, 2002; Tschannen-Maran et al., 1998; Tschannen-Moran & Woolfolk- Hoy, 2001; Wertheim & Leyser, 2002)을 비교 분석하여 유아교사의 미술 교수효능감과 관련된 범주를 정하고 영역과 문항들을 추출하였다. 뿐 만 아니라, Bandura(1997)의 자아효능감의 요인들과 관련하여 이론적 근거 타당성을 입증하는 과정을 통해 ‘유아 교수효능감’을 개발한 Gibson과 Dembo(1984)의 교수효능감 문항 내용을 비교 분석한 결과와 Gibson과 Dembo(1984)이 제시한 교사의 교수효능감 측정 영역에 ‘교실운영 및 규칙관리’와 관련된 효능감을 요인으로 첨가할 필요성을 주장한 Emmer와 Hickman(1991) 견해를 유아교사 미술 교수효능감 척도 개발에 반영하였기 때문에 본 연구에서 개발한 유아교사 미술 교수효능감 척도의 내용 타당도가 높게 나타난 것으로 본다.

또한 본 연구는 유아교사의 미술 교수효능감을 검사할 수 있는 문항을 구성하기 위해 유아교사들을 대상으로 교육현장에서 효과적으로 미술교육을 수행하는 교사의 미술에 대한 지식, 미술교육에 태도와 기술 그리고 효과적인 교수방법과 목적 및 목표 성취에 대한 심도 높은 개방적 인터뷰를 수행하였고 그 결과를 검사도구 문항 개발에 반영하였다. 이와 같이 유아교사와 유아미술교육을 강의하고 있는 교수 등의 전문가 집단을 대상으로 수행한 세 차례의 문항 선정 과정을 거쳤기 때문에 유아교사 미술 교수효능감 척도 문항의 내용 타당도가 높게 나타난 것으로 판단된다. 전문가를 대상으로 한 개방적 인터뷰 뿐 아니라 유아교사가 미술교육을 수행하는 교육현장을 참여 관찰하고 분석한 결과에서 미술 교수효능감을 측정할 수 있는 목록과 항목 등을 추출하고 이를 유아교사 미술 교수효능감 척도 문항 개발에 반영하였다. 이와 같이 본 연구는 유아교사들의 미술교육 현장을 참여 관찰하고 분석한 결과를 문항 개발에 반영하였기 때문에 문항의 타당도가 높게 나타난 것으로 판단된다.

둘째, 유아교사 미술 교수효능감 척도의 구인타당도를 검증하기 위해 탐색적 요인분석을 거쳐 확인적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석결과, 고유값이 1.0 이상인 요인을 고려한 경우 교육 목적‧목표, 교수학습법-감상, 교수학습법-표현, 미술교육평가, 교수학습법-탐색, 미술환경구성, 미술작품 전시 및 보관의 7요인이 추출되었다. 이는 유아교사의 미술 교수효능감은 이들 7요인으로 측정할 수 있음을 제시하는 것이라 하겠다. 또한 이렇게 추출된 7개 요인에 대해 구조적으로 적합한지를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시한 결과 부합도 지수 TLI, CFI 값은 모두 .9보다 높았으며, RMSEA는 .10보다 작아 모두 양호한 결과로 나타나 본 연구에서 개발한 유아교사 미술 교수효능감 척도의 개념적 구조는 높은 타당도가 있다고 본다. 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 순서적으로 실시한 본 연구는 두 개의 요인분석을 실시함으로 요인의 수와 요인의 구조모델의 타당도를 높혔다고 본다. 또한 확인적 요인분석 결과는 유아교사의 미술 교수효능감 개발에 대한 구조적 경로 분석 연구에도 의미있는 정보를 제공할 것으로 사료된다.

셋째, 유아교사 미술 교수효능감 척도의 총점 및 하위영역 간 상관관계를 산출한 결과 비교적 높은 상관을 나타냈다. 아울러 하위 영역 간에도 상관이 나타났다. 또한 각각의 하위영역과 하위 문항 사이에서도 상관이 있는 것으로 나타나 검사도구의 영역들이 같은 변인을 측정하고 있어 타당성이 확보된 것으로 판단된다. 이러한 결과들은 종합해 보면, 미술교육 목적·목표(5문항), 교수학습법-감상(5문항), 미술교육평가(6문항), 교수학습법-표현(6문항), 교수학습법-탐색(5문항), 미술환경구성(2문항), 미술작품 전시 및 보관(2문항)으로 구성된 유아교사 미술 교수효능감 척도는 타당하다고 본다.

넷째, 본 검사의 신뢰도 수준을 알아보기 위하여 문항 내적 합치도 계수인 Cronbach ’s α는 전체 척도가 .95로 나타났으며, 하위 영역별 신뢰도가 .67∼.95로 나타나 만족할 만한 수준이었다.

위와 같은 본 연구 결과는 유아교사 미술 교수효능감 척도는 유아교사들의 미술 교수효능감을 측정하기에 적합한 검사도구로서 유아교사의 미술 교수효능감이 높고 낮음을 판별할 수 있을 뿐 아니라 미술 교수효능감의 구성 요인의 세부 부분도 판별할 수 있는 타당도와 신뢰도가 높은 척도가 될 것으로 본다. 더욱이 본 연구에서 개발한 유아교사 미술 교수효능감 척도는 유아 교육현장에서 보다 효과적으로 미술교육을 수행할 수 있도록 하는 교육 실천적 지표가 될 수 있기 때문에 유아교사의 미술교육 전문성 함양을 위한 근거로도 활용할 수 있을 것으로 기대된다. 더불어 유아기 미술교육의 중요성이 더욱 강조되고 있는 현 시점에서 미술과 타 교과 간의 통합교육 지침에도 본 연구에서 개발한 유아교사 미술교수효능감 척도를 적용해 볼 수 있을 것으로 사료된다. 나아가 본 연구에서 개발한 유아교사 미술 교수효능감 척도는 유아교사들에게 미술교육 전문성 함양을 위한 자율장학의 기초자료로도 활용할 수 있을 것으로도 본다. 결론적으로 본 척도는 유아교사의 미술교육에 대한 교수효능감을 평가하는 신뢰도와 타당도가 높은 척도가 될 것으로 기대한다.