회복탄력성은 역경에 대처하는 개인적 차이의 원인을 설명하기 위한 심리학적 개념으로, 신체적, 정신적, 심리적 좌절 상태에서 다시 회복하는 능력을 의미한다(Garmezy, 1993; Masten, Best, & Garmezy, 1990; Werner & Smith, 1982). Krovetz(1999)는 회복탄력성을 극심한 위험의 노출에도 불구하고 성공적으로 회복하는 능력이라고 정의하였으며(Malloy & Allen, 2007에서 재인용), Tusaie와 Dyer(2004)는 스트레스로부터 회복하는 능력, 스트레스 상황에서 적응하는 능력, 스트레스나 역경에도 불구하고 평균 그 이상의 기능을 수행하는 능력이라고 하였다. 그러나 최근 연구들에서는 회복탄력성을 개인의 특성을 넘어서 위험요인과 보호요인의 역동적인 관계에서 나타나는 결과라고 밝혀지고 있다(Benard, 2004). 회복탄력성은 복합적인 개념으로 확장되고 있으며(APA, 2013), 개인적인 특성과 환경적 요소의 복합체로 존재하는 현상으로 이해되고 있다(Beltman, Mansfield, & Price, 2011; Connor & Davidson, 2003; Gordon & Coscarelli, 1996; Oswald, Johnson, & Howard, 2003). 즉, 회복탄력성은 회복탄력성이 지지되거나 도전받는 개인적 요소와 환경적 요소를 모두 포함하는 복합적인 개념이다.

회복탄력성의 개념은 심각한 수준의 역경이나 어려움에서의 극복뿐만 아니라 일상에서 얻게 되는 사소한 스트레스의 해소와도 관련이 있다. 일상의 사소한 스트레스도 해소되지 않은 상태로 반복되어 축적되면 위험요소로 부정적인 영향을 미칠 수 있기 때문이다(Fraser, Kirby, & Smokoski, 2003). 특히, 교사들은 직무와 관련된 크고 작은 스트레스를 느끼고 있는 것으로 보고되고 있으며(Kovess-Masféty, Rios-Seidel, & Sevilla-Dedieu, 2006), 회복탄력성의 개념은 스트레스와 소진의 위험에 처한 교사에 대한 연구에 새로운 관점을 제공하고 있다(Beltman et al., 2011). 교사의 회복탄력성에 대한 학자들의 정의를 살펴보면, 다양한 상황에 적응하고 역경에서도 교사 자신의 역량을 발휘하는 힘이며(Bobek, 2002), 도전적이고 좌절을 극복해야 하는 상황에도 불구하고 교사가 교육에 대해 헌신을 지속할 수 있도록 돕는 능력(Brunetti, 2006; Day & Gu, 2009; Zhang, 2009, Wei, Shujuan, & Qibo, 2011에서 재인용), 또는 다양한 역경에도 불구하고 자신이 선택한 분야에서 개인적·전문적 만족을 유지할 수 있는 능력(Sumsion, 2004)을 의미한다. 즉, 교사의 회복탄력성은 교사의 업무에 내재되어 있는 도전이나 압박, 요구에 직면하였을 때, 교사로서의 역량을 발휘하고, 자신의 직무에 만족을 유지하는 능력이다.

유치원 교사에게도 회복탄력성은 매우 중요한 요소이다. 유치원 교사의 행사준비, 학급운영, 학부모관리, 기타 잡무 등 과중한 근무로 인한 스트레스는 교사 개인의 건강에도 악영향을 미친다(송미선, 김동춘, 2008). 따라서 일상에서의 갈등과 스트레스를 효과적으로 처리하고 정신적, 신체적 건강을 유지하기 위해 회복탄력성이 필요하다. 또한 유치원 교사의 낮은 직무만족도나 직무스트레스는 긍정적인 유아와의 상호작용을 감소시키며, 교사의 민감성 결여로 이어져 교육활동의 질에 부정적인 영향을 미친다(박은혜, 2009; 서지영, 서영숙, 2002; 엄정애, 김혜진, 2005). 이는 결국 교사의 소진과 빈번한 이직 현상으로 나타나 교육의 질을 떨어뜨린다. 그러나 회복탄력성은 직무스트레스를 감소시키고, 직무만족도를 증가시키므로(Roman-Oertwing, 2004) 교육의 질 유지와 향상을 위해서 유치원 교사의 회복탄력성이 요구된다. 이와 더불어 유치원 교사의 회복탄력성은 유아의 회복탄력성 형성에 중요한 역할을 한다(Howard & Johnson, 2000). 교사가 유아에게 정서적인 안녕과 보호적인 환경을 제공하고, 긍정적인 관계를 형성하여 지지하고 격려한다면, 유아는 성취감과 소속감을 느끼고 긍정적인 경험을 함으로써 회복탄력성을 기르게 된다(Garmezy, 1993; Werner & Smith, 1982). 유치원 교사는 유아에게 사회적 지지의 환경이 되어야 하며 회복탄력적인 성인으로서 역할모델이 되기 위해, 회복탄력적인 자질을 갖추어야 한다.

유치원 교사의 회복탄력성에 관한 관련연구를 살펴보면, 회복탄력성이 높은 집단이 낮은 집단에 비해 소진은 낮게 경험하고 자아존중감은 높은 것으로 나타났으며(황해익, 탁정화, 강현미, 2014), 역할갈등을 적게 느끼고, 역할수행에 역할갈등의 영향을 적게 받는 것으로 나타났다(권수현, 이승연, 2011). 회복탄력성은 행복감이나 낙관성 뿐만 아니라 교직관에도 영향을 미치는 요인으로서(허수윤, 서현아, 2014; 황해익, 강현미, 탁정화, 2014; 황해익, 탁정화, 홍성희, 2013) 회복탄력성이 높은 유치원 교사는 어려운 상황에서도 안녕감을 유지하고, 변화에 유연하게 적응하여 교사로서의 직무에 헌신을 다할 수 있다(박은혜, 전샛별, 2010). 즉, 유치원 교사의 회복탄력성은 유치원 교사로서의 역량을 발휘하기 위한 내적요인과 외적 보호요인의 상호작용의 결과이며, 교사로서 개인적·전문적 만족을 유지하는 능력을 의미한다.

이와 같이 유치원 교사의 회복탄력성이 중요함에도 불구하고 유치원 교사를 비롯한 교사를 대상으로 한 회복탄력성에 대한 국·내외 연구는 부족한 실정이며, 심층면담이나 사례연구, 해석학적 연구 등의 질적연구가 대부분이다(Wei et al., 2011). 국내의 유치원 교사의 회복탄력성에 대한 연구는 2010년 전후로 등장하기 시작하였는데, 심층면담 통한 질적연구(박은혜, 전샛별, 2010; 이진화, 유준호, 김은희, 2010)와 양적 분석 연구(권수현, 2010; 권수현, 이승연, 2011; 이재영, 2012; 황해익, 강현미 등, 2014; 황해익, 탁정화 등, 2014; 황해익 등, 2013)가 지속적으로 발표되고 있다. 그러나 회복탄력성 분석 연구는 일반 성인을 대상으로 개발된 회복탄력성 척도를 사용하였기 때문에 유치원 교사의 회복탄력성을 정확히 반영하지 못한다는 제한점을 갖는다.

지금까지 Wagnild와 Young(1993), Connor와 Davidson(2003), Friborg, Barlaug, Martinussen, Rosenvinge와 Hjemdal(2005), Smith, Dalen, Wiggins, Tooley, Christopher와 Benard(2008) 등에 의해 많은 회복탄력성 척도가 개발되어 왔다. 국내에서도 김주환(2011)이 Reivich와 Shatté(2002)의 ‘회복탄력성 지수 검사(Resilience Quotient Test: RQT)’를 우리나라의 문화적 상황에 맞게 수정하고 보완하여 ‘한국형 회복탄력성 지수(KRQ-53)’를 개발하였다. 그러나 기존 척도는 대부분 개인의 내적요인인 심리적 요인에 초점을 두어 회복탄력성을 측정하고 있으며(Reivich & Shatté, 2002; Wagnild & Young, 1993), 회복탄력성을 보호하는 외적 환경요인에 대한 측면은 간과하고 있다(신우열, 김민규, 김주환, 2009; Beltman et al., 2011; Connor & Davidson, 2003; Oswald et al., 2003). 또한 일반적으로 개인의 생활에서 많은 부분을 차지하고 있는 직무나 직업 공간에서의 회복탄력성 요인을 포함하지 못하고 있다. 따라서 교사의 회복탄력성을 정확히 측정하기 위해서는 교직 특성을 고려하고, 직업적인 특수 환경이나 상황을 반영하여 회복탄력성을 측정할 수 있는 척도가 필요하다. 유치원 교사의 회복탄력성은 일반적인 개인의 심리적 차원에서 더 나아가 개인의 심리적 요소와 환경적 요소의 상호작용적인 결과로 바라보아야 하기 때문이다(Bobek, 2002; Day, 2008; Fredrickson, 2004; Sumsion, 2003; Tait, 2008).

척도개발 방법에 있어서도 기존 척도는 주로 고전검사이론을 적용하여 개발되었다. 고전검사이론은 총점과의 상관으로 문항을 분석하게 되어 각각 문항에 대한 신뢰도는 제공하지만 문항의 난이도가 표본의 점수분포의 영향을 받는다는 제한점을 갖는다(김명숙, 설현수, 2007). 이와 달리 최근 척도개발 연구에서 활용하고 있는 문항반응이론은 피험자의 능력과 독립적으로 문항이 가진 고유한 속성을 분석하게 되므로, 이론적이고 실제적 측면에서 더욱 타당하다고 볼 수 있다(성태제, 2004; DeVellis, 2012). 따라서 본 연구에서는 문항반응이론에 근거한 Rasch 모형을 활용하여 척도를 개발하고자 한다. Rasch 모형은 피험자가 특정 문항에 응답할 확률은 해당 문항의 난이도와 피험자의 능력 차이에 의해 결정된다는 기본원리에 근거하고 있다(Rasch, 1960, Wright & Douglas, 1986에서 재인용). 즉, Rasch 모형을 적용하면 문항의 난이도를 고려해 피험자의 능력 차이를 비교할 수 있어 심리적 특성을 측정하기 위한 척도 개발에 효과적이다(지은림, 채선희, 2000). 또한 척도 개발 과정에서 신뢰도 검증을 위해 문항내적일관성신뢰도(internal consistency reliability)와 재검사 신뢰도(test-retest reliability)를 추정하고, 타당도 검증을 위해 해당 전문가의 논리적인 분석을 토대로 한 내용타당도(Yaghmale, 2003)와 외적변인인 준거수행과의 관련성에 기초한 준거타당도(성태제, 2002)를 검증하고자 한다.

Rasch 모형을 통해 유치원 교사의 회복탄력성 척도를 개발함으로써 실제적으로 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하여 그 경향을 파악하고 유치원 교사의 회복탄력성을 이해하는 데 도움을 줄 수 있다. 뿐만 아니라 척도 개발과정에서 문헌을 고찰하고 실증적 사례를 반영하기 위해 포커스 그룹 인터뷰를 실시하여 이를 바탕으로 회복탄력성의 하위요인을 분석하게 되며, 통계적 절차를 통해 회복탄력성의 요인을 확인하게 된다. 따라서 유치원 교사가 교직생활에서 다양한 어려움을 겪으면서도 이를 극복하고 교사로서 헌신을 다하게 하도록 돕는 회복탄력성이 지지되거나 도전받는 개인적인 요인과 환경적인 요인이 무엇인지 확인할 수 있다. 또한 유치원 교사에게 특화된 회복탄력성 척도는 유치원 교사의 회복탄력성의 실태를 파악하고 회복탄력성 향상을 위한 프로그램 개발 및 정책의 기초자료로서 기여할 수 있을 것이다. 이에 본 연구의 목적은 Rasch 모형을 적용하여 유치원 교사의 회복탄력성 척도 시안을 개발하고, 최종 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이며, 구체적인 내용은 다음과 같다.

1. Rasch 모형을 적용하여 유치원 교사 회복탄력성 척도 시안을 개발한다.

2. 최종 개발된 척도의 신뢰도와 타당도를 검증한다.

Rasch 모형은 문항의 난이도를 고려해 피험자의 능력을 추정하여 간단한 확률 함수로 나타낸 것으로, 피험자가 특정 문항에 응답할 확률은 해당 문항의 난이도와 피험자의 능력의 차이에 의해 결정된다는 기본 원리에 근거한다(Rasch, 1960, Wright & Douglas, 1986에서 재인용). Rasch 모형의 확장형인 Andrich(1978)가 개발한 평정척도모형(Rating Scale Model: RSM)은 문항반응이 다분일 경우(3점 척도 이상) 사용 가능하다. 각 척도에 반응하는 수가 같다는 가정에 따라 모든 문항의 척도 범주 교차점인 δi을 사용하여 분석하게 된다.

평정척도모형의 문항 범주 반응을 수식으로 나타내면 다음과 같다.

이는 피험자가 i문항에서 χ범주를 선택할 확률이며, 문항위치모수인 λ_i와 척도경계점 모수인 δ_i가 평정척도 모형의 특성을 결정짓는다. λ_i는 문항의 상대적 난이도라 할 수 있으며, δ_i는 척도의 경계모수로 척도의 모든 문항에 동일하게 유지되는 것으로 가정된다. 그러므로 평정척도모형에서 각 문항은 한 개의 모수(λ_i)에 의해 결정된다(Lee, Krishnan, & Park, 2012). 평정척도모형은 각 범주 단계 간의 난이도 차이가 고정되어 있어 Likert 척도와 같이 3개 이상의 서열화된 반응 범주를 가지는 문항에 적용할 수 있다(Wright & Douglas, 1986). 본 연구에서 개발한 유치원 교사의 회복탄력성 척도는 Likert 척도를 사용하므로 평정척도모형으로 분석이 가능하다.

평정척도모형은 척도의 평정 범주 적절성을 확인하는 근거를 제공한다. 평정척도 분석은 평균능력 추정치(average ability)와 척도 점수에 대한 적합도 지수(infit MNSQ, outfit MNSQ), 척도경계점(Andrich Threshold)을 통해 확인할 수 있다(설현수, 2007). 또한 평정척도모형(RSM)에서 제시되는 관찰된 평균값(observed average)과 표본 기댓값(sample expect)이 크게 차이가 나지 않는 것도 적합한 척도 범주를 결정하는데 하나의 기준이 된다. 추가적으로 척도의 적절성을 검증하기 위한 방법으로 문항 전체의 범주확률곡선(category probability curve)에서 나타나는 척도경계점(Andrich Threshold)을 통해 판단하게 된다.

다음으로 평정척도모형에서 제공하는 문항의 적합도 지수(infit MNSQ, outfit MNSQ) 및 점이연 측정상관계수(point-measure correlation)를 통해 개별 문항의 질을 평가할 수 있다. 문항 적합도 지수는 각 문항의 관찰값과 평정척도모형에 의한 기댓값의 차이이며, 문항에 응답한 피험자의 문항반응이 얼마나 문항반응이론에 적합한가를 판정하여 개별문항의 타당도를 확인할 수 있다(설현수, 김성은, 김동민, 2005; 오선우, 2012; 지은림, 채선희, 2000).

또한 Rasch 모형에서의 신뢰도는 분리지수(Separation Index)와 분리신뢰도(Separation Reliability)로 계산된다. 분리지수(Separation Index)는 표준오차의 개념이며, 지수가 클수록 척도의 측정기능수준이 정확하다는 의미이다. 분리지수는 피험자 분리지수(Person Separation Index)와 문항 분리지수(Item Separation Index)로 구분되며, 피험자의 능력과 문항의 차이가 잘 구분되었다는 것을 뜻한다. 피험자 분리신뢰도는 Cronbach’s α와 같은 개념이며, 0에서 1의 범위를 갖는다(Fox & Jones, 1998). 문항분리신뢰도(item separation reliability)는 ‘실제 문항분산’을 ‘관찰된 문항분산’으로 나누어 신뢰도를 계산하게 되며, 피험자분리신뢰도(Person Separation Reliability)도 ‘실제 피험자분산’과 ‘관찰된 피험자분산’의 비율로 추정하게 된다(Linacre, 2005, Lee, Grossman, & Krishnan, 2008에서 재인용).

유치원 교사의 회복탄력성 척도 개발을 위해 Netemeyer, Bearden과 Sharma(2003)의 도구 개발 절차에 따라 척도 개발 및 신뢰도, 타당도 검증을 위한 연구 절차를 설계하였다. 연구의 절차는 아래 제시한 그림 1과 같다.

1) 예비문항구성

유치원 교사 회복탄력성 척도의 예비문항을 구성하기 위해 문헌에서 추출된 회복탄력성 요소를 분석하고 분류하여, 심리적 요인, 행동적 요인, 인지적 요인(전문성), 사회적 능력 요인의 내적요인과 개인적 환경요인, 관계적 환경요인, 조직적 환경요인의 외적 보호요인으로 범주화하였다. 포커스 그룹 인터뷰(Focus Group Interview: FGI)는 교사경력과 회복탄력성 지수(Resilience Quotient Test: RQT)를 기준으로 동질 집단끼리 분류하여 4개 집단을 대상으로 실시하여, 인터뷰 내용에서 회복탄력성 요소를 도출하였다. 문헌고찰과 포커스 그룹 인터뷰를 근거로 유치원 교사 회복탄력성 척도 1차 시안 106문항을 작성하였다.

1차 시안의 적절성을 검증받고 수정 및 보완하기 위해 전문가 협의회를 실시하고 전문가의 자문을 구하였다. 전문가 협의회는 두 차례에 걸쳐 두 집단의 전문가 그룹(회복탄력성에 대한 연구 경험이 있는 전공 교수 4인 그룹, 회복탄력성 및 교사 정서 연구자 4인 그룹)에 의해 이루어졌으며, 추후에 정리된 2차 시안에 대한 내용타당도도 검증받았다. 또한 표현 및 문법적인 자문을 구하기 위해 도구 개발 경험이 있는 국어교육과 문법전공 교수 1인의 감수를 받았다. 이러한 과정을 거친 유치원 교사 회복탄력성 척도 2차 시안은 총 76문항으로 구성되었다.

2) 예비연구

예비연구에서는 2차 시안에 대한 이해도 조사와 문항분석을 통해 본 연구에서 사용할 3차 시안을 작성하였다. 이해도 조사는 문항의 서술과 내용 및 이해도를 확인하기 위해 본 조사의 연구대상과 유사한 대상인 경기도에 위치한 국·공립 유치원 교사 14명, 사립 유치원 교사 14명, 총 28명을 대상으로 실시하였다. 이해도 조사 결과에서 응답자가 ‘어렵다’와 ‘매우 어렵다’로 응답한 문항에 대해 수정·보완을 실시하였다.

문항분석의 대상은 본 연구에서 표집할 연구대상과 동일한 서울의 공·사립 유치원에 근무하는 교사로 하였으며, 100명에게 설문지를 배부하고 수거하였다. 성실하게 응답하지 않은 5부를 제외한 95부의 자료에 대해 Andrich(1978)의 평정척도모형(RSM)으로 문항분석을 실시하였다. 분석은 WINSTEPS 프로그램(Linacre, 2013, ver 3.80.1)을 사용하였으며, 2차 시안의 평정 범주의 적절성을 분석하고 두 차례에 걸친 문항 적합도 분석 결과의 통계적 수치와 문항 내용상의 중요도를 고려하여 3차 시안 문항을 결정하였다. 전체 문항의 수는 2차 시안의 76문항에서 21개 문항이 제거되어 55문항으로 축소되었으며, 3차 시안의 문항내적일관성신뢰도(Cronbach’s α)는 .97로 나타났다.

1) 연구대상

본 연구는 서울지역 공·사립 유치원 164개원에 근무 중인 437명의 교사를 대상으로 하였다. 지역에 따른 표집오차를 줄이기 위해 서울시의 11개 교육지원청의 비율을 동일하게 하여 비비율 층화표집 방법으로 연구대상을 선정하였다. 연구대상으로 선정된 교사들의 일반적 배경은 표 1에 제시하였다.

2) 자료수집 및 타당도 검증을 위한 연구도구

본 연구에서는 유치원 교사 회복탄력성 척도 개발 및 타당도 검증을 위해 설문지를 사용하였으며, 그 목적에 따라 총 네 가지 유형으로 구분하였다. 자료수집 절차와 연구도구는 다음과 같다.

(1) 자료수집

자료수집 절차를 정리하면 그림 2와 같다. 1차 자료수집에서는 총 519부의 설문지를 우편으로 발송하였다. 이 중 약 40%인 201명에게는 척도의 문항 결정을 위한 자료수집을 목적으로 3차 시안을 배부하였다. 약 20%인 104명에게는 준거타당도 검증과 척도의 문항 결정을 위해 3차 시안과 함께 Ryff(1989)의 ‘심리적 안녕감 척도’를 추가한 설문지를 배부하였으며, 또 다른 104명에게는 3차 시안과 함께 Reivich와 Shatté(2002)의 ‘회복탄력성 지수 검사’를 추가한 설문지를 배부하였다. 재검사 신뢰도 추정과 척도의 문항 결정을 위해 나머지 약 20%(110명)에게는 3차 시안으로 구성된 설문지를 배부하고, 2차 설문지와 대응할 수 있도록 휴대폰 뒤 네 자리를 기입하도록 하였다. 2차 자료수집은 1차 자료수집에서 재검사 신뢰도 추정을 위해 설문지를 배부한 교사를 대상으로 이루어졌으며, 1차 설문지 배부 2주 후에 다시 우편으로 배부하였다.

1차 설문지는 459부가 회수되어 88.4%의 회수율을 보였으며, 2차 설문지는 96부가 회수되어 87.2%의 회수율을 보였다. 최종적으로 1차 회수 설문지 중 성실하게 응답하지 않은 설문지 16부와 특수학급 교사라고 밝힌 설문지 5부, 원감이 응답한 설문지 1부를 제외한 437부의 설문지를 본 연구에 사용하였으며, 2차 회수 설문지 중 성실하게 응답하지 않은 설문지 1부와 휴대폰 뒤 네 자리가 1차 설문지에 기록한 것과 일치하지 않은 설문지 2부를 제외한 93부를 본 연구에 사용하였다.

(2) 타당도 검증을 위한 연구도구

본 연구에서는 준거타당도 검증을 위해 예비연구에서 개발된 회복탄력성 3차 시안 외에 ‘심리적 안녕감 척도’와 ‘회복탄력성 지수 검사’가 사용되었다. ‘심리적 안녕감 척도(Psychological Well-Being Scale: PWS)’는 Ryff(1989)가 긍정적 정신건강을 측정하기 위해 개발한 척도로, 박신영과 박은혜(2011)가 유치원 교사의 심리적 안녕감에 대한 연구에서 번역하고 검토·수정한 문항을 사용하였다. 심리적 안녕감 척도는 Likert 6점 척도이며, 총 54문항으로 자율성, 환경통제력, 개인적 성장, 긍정적 대인관계, 삶의 목적, 자아수용의 6개 하위요인으로 구성되어 있다. 심리적 안녕감 척도의 하위요인별 문항 수와 문항번호, 문항내적일관성신뢰도(Cronbach’s α)는 표 2에 제시하였다.

‘회복탄력성 지수 검사(Resilience Quotient Test: RQT)’는 일반인을 대상으로 개발한 회복탄력성 척도이며, 다양한 직종에 근무하는 수천 명에게 적용한 결과 현실에서의 성공 가능성을 예측하여 그 타당도가 입증되었다(Reivich & Shatté, 2002). 회복탄력성 지수 검사는 Likert 5점 척도이며, 총 56문항으로 정서조절력, 충동통제력, 낙관성, 원인분석력, 공감능력, 자아효능감, 적극적 도전성의 7개 하위요인으로 구성되어 있다. 회복탄력성 척도의 하위요인별 문항 번호와 문항 수, 문항내적일관성신뢰도(Cronbach’s α)는 표 3에 제시하였다. 각 하위요인은 4개의 긍정적 문항과 4개의 부정적 문항으로 구성되어 있으며, 긍정적 문항의 점수의 합에서 부정적 문항의 점수를 빼는 방법으로 하위요인의 점수를 계산하게 된다. 점수가 높을수록 회복탄력성 및 각 하위요인의 능력이 높다고 해석할 수 있다.

3) 자료분석

연구대상의 일반적인 특성과 주요 변인의 분포를 파악하기 위해 빈도와 백분율, 평균, 표준편차를 산출하였으며, 문항 범주의 적절성 분석(Rating Scale Model: RSM)과 문항 적합도 분석을 위해 WINSTEPS 프로그램(Linacre, 2013, ver 3.80.1)을 사용하여 자료를 분석하였다. 신뢰도는 Cronbach’s α계수를 산출하고, 재검사 신뢰도를 위해서는 Pearson 상관계수를 구하였다. 준거타당도 검증을 위해서는 Pearson의 상관계수를 산출하였다.

1) 문항 적합도 분석 및 문항 내용의 중요도 고려

문항 적합도 분석에서 문항 적합도 지수(MNSQ)와 점이연 측정상관계수(point-measure correlation)를 분석하였으며, 문항의 중요도를 고려하여 최종 척도를 결정하였다. 먼저 3차 시안 전체 문항인 55문항에 대한 문항 적합도 분석 결과를 확인하여 외적합도 지수(outfit MNSQ)가 1.4 이상인 문항을 제거 대상으로 검토하였으며, 다음으로 제거 후 남은 문항으로 문항분석을 다시 실행해 적합도 지수(MNSQ)가 1.4 이상이거나 0.6 이하인 기준에 부적합한 문항을 선별하였다.

최종 문항을 선정하기 위해 문항 적합도 분석 결과와 더불어 문항 내용의 중요도를 고려하였다. 제거 대상 문항을 대체할 만한 문항이 있는 경우는 문항을 제거하는 것으로 결정하였으나 제거 대상 문항을 대체할 만한 문항이 없는 경우에는 문헌 및 연구에서 회복탄력성 요소의 중요성을 재확인하고, 적합도 지수가 통계적으로 문제가 없는지를 타진하여 결정하였다. 또한 하위요인의 균형적 측면도 고려하여 조정하였다. 예를 들어 사회적 능력 요인 관련 문항 중 1차 문항 적합도 분석과 2차 문항 적합도 분석에서 비교적 낮은 적합도를 보인 문항 중 문항의 의미나 중요도를 고려해 30번 문항을 추가로 제거하였다(1차 분석 시 infit MNSQ=.56, outfit MNSQ=.59, 2차 분석 시 infit MNSQ=.60, outfit MNSQ=.62). 이와 같이 문항분석 결과와 내용상의 중요도를 고려하여 결정한 최종 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’는 47문항이다. ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 최종 문항 결정 과정은 표 4에 제시하였다.

2) 최종척도의 문항 및 피험자 측정치

문항 적합도 분석을 통해 최종 결정된 47개 문항의 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 문항 및 피험자 측정치[척도 범주 적절성, 문항 적합도 지수, 피험자-문항 분포도(item map)]를 확인하였다. 먼저, 최종 결정된 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 척도 범주 적절성 분석 결과는 표 5와 같다.

척도 범주의 적합도 지수를 확인해 본 결과, 1범주, 2범주, 3범주, 4범주, 5범주의 내적합도 지수와 외적합도 지수가 모두 0.6에서 1.4사이에 들어와 있어 적합도가 타당하다고 볼 수 있으며, 척도경계점(Andrich Threshold)도 -1.88에서 2.58까지 단계적으로 증가하는 양상을 보여 5점 척도가 적절함을 확인하였다. 각 범주에서 나타난 관찰된 평균값과 표본 기댓값을 살펴본 결과에서는 5범주의 경우에는 .04 정도의 작은 차이를 보여 설정한 5범주 척도가 적합하다고 판단할 수 있다.

최종 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 척도 범주가 피험자에게 적절한지를 검증하기 위해 WINSTEPS 프로그램(Linacre, 2013, ver 3.80.1)을 이용해 문항 전체의 범주확률곡선(category probability curve)을 그려본 결과는 그림 3과 같다.

그림 3에서 알 수 있듯이 평정척도 범주의 분포가 균형 잡힌 형태의 그래프를 그리고 있으며, 전체적으로 척도 점수 간의 경계점 간격이 어느 정도의 간격을 유지하고 있어 구별이 가능한 것으로 나타났다. 즉, 범주 1과 2, 범주 2와 3, 범주 3과 4, 범주 4와 5의 경계점이 순차적으로 나타나 있어 피험자가 각각의 범주에 응답할 때 범주를 구별하여 응답하였다고 해석할 수 있다. 따라서 최종 ‘유치원 교사의 회복탄력성 척도’는 5점 척도의 범주(전혀 그렇지 않다, 약간 그렇다, 어느 정도 그렇다, 대체로 그렇다, 확실히 그렇다)가 적절함을 확인하였다. 최종 척도 문항의 문항 적합도를 살펴보면 표 6과 같다.

최종 척도의 문항 적합도를 살펴보면, 대부분의 문항이 적합도 기준에 부합하는 것으로 나타났다(0.6

회복탄력성 피험자(연구대상 교사)의 회복탄력성 수준과 측정 문항의 난이도를 확인하기 위해 WINSTEPS 프로그램(Linacre, 2013, ver 3.80.1)을 이용하여 피험자-문항 분포도(item map)을 그려본 결과는 아래 그림 4와 같다. 피험자-문항 분포도는 피험자들의 능력과 문항의 난이도에 따른 분포를 동시에 비교가능하게 하며, 각각의 분포형태를 파악할 수 있게 한다. 그림 4에 제시된 바와 같이, 피험자의 회복탄력성 수준은 정규분포의 형태를 이루고 있으며, 문항의 난이도는 전반적으로 낮은 것으로 나타났다. 문항의 수준을 비교해 보면, 51번(나는 유치원에서의 불합리한 업무관행을 바꾸기 위해 새로운 아이디어를 제시한다) 문항의 측정치가 가장 높았으며, 12번(나에는 힘든 일을 터놓고 얘기할 수 있는 친구가 있다) 문항의 측정치가 가장 낮았다. 이는 51번 문항에 대해 유치원 교사들이 가장 낮은 점수로 응답했으며, 12번 문항에 대해서는 대부분의 교사들이 높은 점수로 응답했음을 의미한다.

3차 시안에서 제거된 문항을 제외하고 최종 문항의 순서를 재배열하였다. 하위요인이 반복되지 않도록 문항을 배치하였으며, 문항 중 일반적인 회복탄력성 관련 문항(11개 문항)을 앞 쪽으로 배치하고, 유치원 교사의 직업적 측면의 회복탄력성을 측정하는 문항(36개 문항)은 뒤 쪽으로 배치하여 문항의 번호를 확정하였다. 최종 결정된 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 각 하위요인의 내용 및 구성은 표 7과 같다.

내적요인은 하위요인인 심리적 요인과 인지적 요인, 사회적 능력 요인이 각각 8개 문항이며, 행동적 요인이 6개 문항이므로 총 30개 문항이다. 외적 보호요인의 개인적 환경요인과 관계적 환경요인은 각각 5개 문항이며, 조직적 환경요인의 문항은 7개 문항으로 총 17개 문항이다.

최종 유치원 교사의 회복탄력성 척도의 분리지수(Separation Index) 및 분리신뢰도지수(Separation Reliability Index)는 표 8과 같다.

표 8에 제시된 최종 척도의 분리지수와 분리신뢰도를 살펴보면, 피험자 신뢰도지수(PRI)와 문항 신뢰도지수(IRI)는 각각 .93, .98로 나타나 적합판정 기준에서 우수한 수준(SRI>.90)에 부합하였고, 피험자 분리지수(PSI)와 문항 분리지수(ISI)도 각각 3.74, 7.21로 나타나 적합 판정 기준의 우수한 수준(SI>3.0)을 만족시키는 것으로 나타났다.

최종 결정된 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 신뢰도 검증은 Cronbach’s α계수를 이용한 문항내적일관성신뢰도와 동일한 집단에게 일정한 간격을 두고 검사를 반복 실시하여 두 검사 결과 간의 상관정도를 확인하는 재검사 신뢰도를 통해 검증하였다. 타당도는 내용타당도, 준거타당도를 통해 검증하였다. 구체적인 결과는 다음과 같다.

1) 문항내적일관성신뢰도

최종 척도의 내적일관성에 대한 신뢰도 검정을 실시한 결과, 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하는 전체 문항에 대한 문항내적일관성신뢰도(Cronbach’s α)는 .94였다. 하위요인별 문항내적일관성신뢰도는 표 9에 제시하였다.

내적요인의 하위요인인 심리적 요인, 행동적 요인, 인지적 요인, 사회적 능력 요인의 Cronbach’s α는 .70이상으로 나타나 안정적인 신뢰도를 보였다. 외적 보호요인의 하위요인인 관계적 환경요인과 조직적 환경요인의 Cronbach’s α도 .70이상으로 양호한 신뢰도를 보였다. 개인적 환경요인의 신뢰도 계수는 .60으로 비교적 낮게 나타났으나 예비연구 3차 시안의 개인적 환경요인의 신뢰도 계수가 .51이었던 것에 비해 높아졌으며, Cronbach’s α의 값이 .60이상이면 신뢰할 만한 척도라고 판단할 수 있다(성태제, 2002)는 기준에 부합한다. 요약하면, 최종 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 내적일관성신뢰도는 .94로 추정되었으므로, 안정적이고 일관성 있는 척도라고 할 수 있다.

2) 재검사 신뢰도

시간 간격을 두고 동일한 대상에게 다시 실시하였을 경우에도 척도가 동일하게 신뢰할만한 결과를 보이는지 확인하기 위해 재검사 신뢰도를 알아보았다. 재검사 신뢰도 추정을 위해 본 연구 대상 교사 중 일부(전체 대상의 약 20%)에게 재검사를 실시하였다. 재검사 신뢰도를 추정한 결과는 표 10과 같다.

표 10에 제시된 바와 같이, ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’ 전체의 검사-재검사 점수는 .85의 높은 상관을 보였으며(p<.01), 각 하위요인의 상관계수도 모두 .70 이상으로 나타났다. 상관계수 추정에 의한 재검사 신뢰도는 .60∼.80이면 신뢰도가 높다고 볼 수 있으므로(성태제, 2004), 본 척도가 비교적 안정적이고 일관성 있는 척도임을 확인하였다.

3) 내용타당도

‘유치원 교사 회복탄력성 척도’의 내용타당도를 검증하기 위해 전문가 4인에게 검토를 요청하였다. 내용타당도 검증은 회복탄력성 관련 주제에 대한 연구 경험이 있는 유아교육전공 교수 2인, 회복탄력성 및 교사 정서 관련 연구자 2인에 의해 이루어졌다. 이들은 앞서 예비문항 구성과정 중 두 차례에 걸친 전문가 협의회에서도 적극적으로 의견을 제시하여 회복탄력성 척도 문항 개발 과정에 참여하였다. 최종 척도의 내용타당도 검증을 위해 각 문항이 유치원 교사의 회복탄력성의 속성을 대표하고 있는가, 하위요인을 적절히 포함하고 있는가에 대한 전문가의 경험적, 논리적 판단을 요청하였으며, 전문가들의 검토 결과, 본 척도는 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하기에 적합한 것으로 판정되었다.

4) 준거타당도

개발된 유치원 교사 회복탄력성 척도의 준거타당도를 검증하기 위해 외적인 준거로 Ryff(1989)의 ‘심리적 안녕감 척도(PWS)’와 일반인을 대상으로 개발된 Reivich와 Shatté(2002)의 ‘회복탄력성 지수 검사(RQT)’를 사용하였다. 성태제(2004)에 의하면, 상관계수(r)가 .40∼.60이면 ‘타당도가 있다’고 할 수 있으며, .60∼.80이면 ‘타당도가 높다’고 할 수 있다. 준거타당도 검증 결과는 표 11과 같다.

유치원 교사의 회복탄력성과 심리적 안녕감의 상관계수는 .78의 높은 상관을 보였으며(p<.01), 각 하위요인과 심리적 안녕감(PWS)도 유의한 정적 상관을 보였다(r=.54∼.70, p<.01). 유치원 교사의 회복탄력성과 일반인을 대상으로 하는 회복탄력성 지수 검사(RQT)의 상관계수는 .54였으며(p<.01), 각 하위요인과 회복탄력성(RQT)도 유의한 정적 상관관계를 보였다(r=.38∼.51, p<.01). 하위요인 중 조직적 환경요인과 회복탄력성(RQT)의 상관이 .38로 나타나 다른 요인보다 약간 낮은 것을 알 수 있다. 이는 회복탄력성 지수 검사(RQT)가 정서조절력, 충동통제력, 낙관성, 원인분석력, 공감능력, 자기효능감, 적극적 도전성의 7개 요인으로 구성되어 있어 심리적 요인을 주로 측정하는 척도이기 때문으로 사료된다. 그러나 전반적으로 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’와 외적 준거인 ‘심리적 안녕감 척도(PWS)’, ‘회복탄력성 지수 검사(RQT)’ 간에 안정적인 상관을 나타내고 있어 본 척도의 준거타당도가 입증되었다고 할 수 있다.

본 연구의 목적은 Rasch 모형을 통해 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하기 위한 척도를 개발하고, 개발된 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이었다. 본 연구결과를 바탕으로 논의하고 시사점을 제시하면 다음과 같다.

첫째, Rasch 모형을 적용하여 유치원 교사의 회복탄력성 척도를 개발하였다. 최종 문항의 선정을 위해 평정척도모형(Rating Scale Model)을 적용한 평정척도범주의 적절성 분석과 문항 적합도 분석을 실시하였다. 전체 문항에 대한 범주확률곡선을 검토한 결과, 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하기 위해 설계된 5점 척도 범주의 적절성을 확인하였으며, 두 차례 걸친 문항 적합도 분석을 통해 적합도 지수(MNSQ)가 부적합한 9개 문항 중 7개 문항을 제거하였다. 적합도 지수 기준에서 벗어난 문항 중 2개 문항은 내용상의 중요도를 고려하였을 때, 이를 대체할 만한 문항이 없으므로 유지를 결정하였다. 또한 내용상의 중요도와 하위요인간의 균형을 고려하여 부적합 기준의 경계에 있는 1개 문항을 추가로 제거하였다. 이와 같이 문항분석 결과와 내용상의 중요도를 반영하여 결정한 최종 ‘유치원 교사 회복탄력성 척도’는 47문항이다. 최종 척도의 대부분의 문항이 적합도 기준에 부합하는 것으로 나타났으며(0.6.90)에 부합하였고, 피험자 분리지수(PSI)와 문항 분리지수(ISI)도 각각 3.74, 7.21로 나타나 적합 판정 기준의 우수한 수준(SI>3.0)을 만족시키는 것으로 나타났다.

둘째, 개발된 유치원 교사의 회복탄력성 척도에 대해 신뢰도, 타당도 검정을 실시하였다. 신뢰도 검증을 위해서는 문항내적일관성신뢰도와 재검사 신뢰도를 추정하였다. 본 척도의 문항내적일관성신뢰도(Cronbach’s α)는 .94로 추정되었으며, Cronbach’s α의 값이 .60이상이면 신뢰할 만한 척도라고 판단할 수 있다(성태제, 2002)는 기준에 부합한다. 재검사 신뢰도(r)도 .85로 나타나(p<.01) 비교적 안정적이고 일관성 있는 신뢰도를 보였다. 이를 통해 본 척도가 안정적이고 일관성 높은 척도임이 검증되었다. 최종 척도의 타당도 검증을 위해서 내용타당도와 준거타당도 검증을 실시하였다. 회복탄력성 및 교사 정서 관련 주제에 대해 연구를 진행한 경험이 있는 전문가 집단의 검토 결과, 본 척도는 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하기에 적합한 것으로 판정되었다. 준거타당도의 외적 준거로는 ‘심리적 안녕감 척도(PWS)’와 일반인을 대상으로 개발된 ‘회복탄력성 지수 검사(RQR)’가 사용되었다. 본 척도는 심리적 안녕감과의 상관계수가 .78(p<.01), 회복탄력성 지수와의 상관계수가 .54로 나타났으며(p<.01), 상관계수 ‘.40∼.60’이면 ‘타당도가 있다’, ‘.60∼.80’이면 ‘타당도가 높다’고 해석할 수 있다는 기준(성태제, 2002)에 따라 유치원 교사의 회복탄력성을 측정하기에 타당한 척도임이 검증되었다.

지금까지 개발된 대부분의 척도는 회복탄력성의 개인 내적요인 측정에 주로 초점을 맞추고 있었다. 그러나 최근 학계에서 회복탄력성은 복합적인 개념으로 확장되고 있다(APA, 2013). 여러 학자들이 회복탄력성의 개념을 개인적인 특성과 환경적인 요소의 복합체로 이해하고, 두 가지 요소를 모두 포함하는 것이 중요하다고 주장하고 있다(Beltman et al., 2011; Connor & Davidson, 2003; Gordon & Coscarelli, 1996; Oswald et al., 2003). 교사의 회복탄력성도 교사가 가진 개인적 요인뿐만 아니라 사회적·환경적 요인을 모두 고려하는 개념으로 이해하여야 한다(Bobek, 2002; Day, 2008; Sumsion, 2003; Tait, 2008). 기존의 척도는 이러한 교사의 회복탄력적인 특성을 포함하지 못한다는 한계가 있었다. 그러므로 본 척도는 개인 내적요인과 외적 보호요인을 포함하여 척도 문항을 구성하였으며, 이를 통해 포괄적인 회복탄력성의 개념을 측정하고자 하였다. 본 척도의 개발로 유치원 교사의 회복탄력성을 보다 정확히 측정할 수 있으며, 이를 활용한다면 유치원 교사의 회복탄력성에 대한 효과적인 연구가 가능할 것이다. 또한 현직교사의 재교육이나 양성과정에서도 본 척도를 활용하여 예비교사 및 현직교사의 회복탄력성을 진단하고, 그 결과에 따라 회복탄력성을 증진하기 위한 방안을 제시할 수 있다. 특히, 본 척도는 유치원 교사의 회복탄력성의 하위요인을 구분하여 측정이 가능하므로 각 하위요인의 점수에 따라 교사의 강점과 약점을 파악하여 지원할 수 있다. 더 나아가 본 척도는 유치원 교사의 회복탄력성 증진을 위한 프로그램 개발의 기초 자료로 사용될 수 있다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 척도 개발을 위한 자료수집 대상을 서울시에 소재한 공·사립 유치원의 교사로 제한하여 표집의 대표성을 유지하였으나 이러한 표집 제한으로 인해 본 연구의 결과를 전국에 일반화하기는 어렵다. 따라서 연구대상을 전국적으로 확대하여 본 척도 문항의 적합성을 확인하는 연구가 필요하다. 또한 후속연구로 유치원 교사와 유사한 업무를 수행하지만 역할, 상황 및 환경적 차이가 있는 보육교사의 회복탄력성 측정을 위해 본 척도의 적용 방안을 모색하고, 보육교사의 회복탄력성 요인을 규명하는 연구도 이어져야 할 것이다. 둘째, 본 연구에서는 구인타당도 검증을 실시하지 않았다. 구인타당도는 기존의 연구에서 제시하는 변수간의 구조적 관계나 가설을 확정하는 중요한 작업이지만 본 연구는 기존의 교사 회복탄력성 관련 연구에서 밝힌 하위요인 중 유치원 교사의 특수성을 반영한 문항으로 척도를 개발하였으므로 구인타당도를 통해 검증할 구조적 관계나 가설이 아직 미흡한 상태이다. 따라서 추후에 본 척도를 이용한 연구결과물이 축적되고, 다양한 가설이 등장한다면 후속연구에서는 이를 토대로 유치원 교사의 회복탄력성 모형을 설계하고, 모형의 적합도를 확인하여 회복탄력성 요인의 구조적 관계를 밝히는 연구가 가능할 것이다.