ISSN : 1598-2920
This study has four objectives. First, the study attempted to see if trainee teachers in PE experienced a higher level of burnout as their experience as trainee teacher accumulated. Second, the current study explored whether female trainee teachers experienced a higher level of burnout than their male counterpart. Third, the study examined whether self-efficacy of trainee teachers had a significant causal relationship on the level of burnout. Forth, the study looked into the possible moderating effect of motivation in the relationship between burnout and intention to change their career path.
The data for the study were collected from 112 trainee PE teachers of middle and high schools in Seoul and its vicinity. The data were analyzed with the SPSS statistical package.
First, the trainee teachers’ level of burnout increased between 2nd week and 4th week and the increase was statistically significant except in the sub-dimension of depersonalization. Second, female trainee teachers showed a higher level of emotional exhaustion than their male counterpart. However, male trainee teachers showed a higher level of diminished personal accomplishment than their female counterpart. Depersonalization did not show any statistical mean difference between male and female groups. Among the four teacher self-efficacy sub-dimensions, only teaching competence showed statistically significant negative influence on emotional exhaustion. Lastly, trainee teachers’ level of motivation worked as a significant moderator in the relationship between emotional exhaustion and intention to change their career path.
본 연구는 체육교과 교생들이 교육실습 후반으로 접어들면서 경험하는 직무소진의 수준과 그 수준이 성별에 따라 차이를 보이는지, 교생들이 보유한 교사에 대한 효능감이 직무소진에 부적 영향을 주는지에 대하여 알아보았다. 또한, 이들의 교직선택 동기 수준이 직무소진으로 인한 진로변경 의지에 어떠한 영향을 미치는지에 대해 분석하였다. 이를 통해 향후 국내 체육교육의 미래를 담당하는 체육교과 교생들의 인력손실을 줄이는 데에 그 목적을 두고 있다.
먼저, 체육교과 교생이 경험하는 직무소진의 수준이 교육실습 초반보다 후반으로 접어들면서 더욱 증가하는 모습을 보였다. 또한, 직무소진의 하위요인 ‘감정적 고갈’이 남성보다 여성에게서, ‘자아성취감 저하’는 여성보다 남성에게서 높은 수준을 보였다. ‘비인격화’ 요인에서는 성별에 따른 차이가 나타나지 않았다. 교사 효능감의 네 가지 하위요인 중 ‘수업지도 자신감’만이 직무소진의 하위요인 ‘감정적 고갈’에 부적 영향을 미쳤으며, ‘자아성취감 저하’, ‘비인격화’ 요인에는 교사 효능감의 하위요인이 영향을 미치지 않았다. 마지막으로 체육교과 교생의 교직선택 동기 수준이 높을수록 부정적 정서의 경험으로 인한 진로변경 의지가 감소하는 것으로 나타났다.
예비교사인 교생은 대학에서 교직 및 전공과목 등의 강의를 통해 배운 이론과 지식을 바탕으로 교육실습 동안 학교현장에서 실제적인 경험을 하면서 교사의 역할을 수행한다. 교육실습은 교육 양성과정의 일부로써 교직과정을 이수하며 교원 자격을 취득하고자 하는 학생이 습득한 교육이론과 방법을 실제 적용하고 재구성할 수 있도록 하는 일련의 전문적 경험이다. 하지만 이러한 교육실습이 진행되는 동안 직무소진을 경험하는 학생이 적지 않은 실정이다(Woo, 2017).
직무소진이란 신체적 및 정신적 힘이 고갈되어 탈진한 상태를 말한다. 이는 주로 사람을 상대하는 대인 서비스 활동 종사자들이 업무에 심리적 에너지를 과도하게 사용한 결과로 나타나는 감정적 고갈, 비인격화와 개인적 성취감 저하를 주된 증상으로 하는 심리적 증후군으로 정의할 수 있다(Maslach & Jackson, 1981). 한 달 남짓한 교육실습 동안 교생은 단지 지식 적용과 수업 진행만을 수행하는 것이 아니라 다양한 인적 주체들과 감정적 상호작용을 하게 된다. 이 과정에서 교생이 직무소진을 경험하고 이에 적절히 대처하지 못하거나 환경을 개선하지 못하게 된다면 학생들에게 바람직하고 건강한 교육을 제공할 수 없는 결과로 이어지게 된다(Woo, 2017). 이렇듯 실습 기간 중 경험한 직무소진은 교직 이외에 다른 진로로의 변경을 고민하게 만들 수도 있으며(Kwon et al., 2008) 이는 개인적 손실뿐만 아니라 교육실습 자체의 효율성을 저하시키는 결과를 가져오기도 한다(Woo, 2017).
교육실습을 통한 직접적인 현장 지도 경험은 교육실습생 또는 예비교사가 자신의 경력을 결정하거나 교직으로서의 진로를 선택할 것인지에 대해 결정하는 데에 중요한 기능을 한다. 따라서 체육교과에서의 교육실습은 단순히 자격증 취득을 위한 형식적인 과정이 아니라 중등체육을 책임질 교사로의 자질 및 인성 함양에 있어 막중한 역할을 하므로 성공적인 교육실습의 필요성이 부각 된다(Lee & Lee, 2011). 그럼에도 불구하고 우리나라 학교현장에서의 소진 문제는 주로 현직교사를 대상으로 이루어져 왔다(Cho & Yoon, 2014; Kim, 2017; Lee, 2016; ). 따라서 현직교사와는 심리적이고 경험적인 지식이 부족한 예비교사인 체육교과 교생의 직무소진 현상을 측정하고 이들이 직무소진을 느끼는 데에 어떠한 요인이 작용하게 되는지를 알 필요가 있다. 또한, 교육실습 동안 경험하는 직무소진이 교생의 진로변경에 얼마만큼의 영향을 주는지를 실증적으로 확인하고 이를 통해 향후 체육교육의 미래를 짊어질 체육교과 교생이 미래 교육자로서의 길을 걷기 전에 충분한 심리적 준비를 할 수 있도록 정보를 제공할 수 있을 것이다.
직무소진은 주로 간호사, 공무원, 상담가, 교사 등 서비스직종 종사자가 경험하는 감정적 및 신체적 탈진상황이며, 신체적·감정적·정신적 증상과 함께 업무에 대한 판단력 저하, 의욕상실, 서비스 질 저하를 불러일으킨다(Choi & Kim, 2000). 신체적 탈진은 만성피로, 무기력, 권태 등을 말하고 감정적 탈진은 우울감, 좌절감, 무력감이며 정신적 탈진은 낮은 자아개념, 업무 및 생활에 대한 부정적 태도로 인한 불만족감으로 설명할 수 있다(Choi & Jeong, 2016). 여러 서비스 직군 가운데서도 교직은 직무소진이 될 가능성이 높은 직군이며(Kim & Shin, 2016), 특히 학교현장에서 처음으로 교사 경험을 하게 되는 교육실습생은 새로운 교육신념을 형성하는 시기에 놓여있기 때문에 이들에게 직무소진이 미치는 영향은 더욱 크게 나타날 수 있다(Lee, 2013).
교생이 교육실습 기간 중 스트레스에 노출되어 신체적·감정적·정신적 에너지가 고갈될 경우 교수 활동을 포함한 전반적 업무와 동료 교사 및 학생에 대해 부정적인 영향을 미칠 수밖에 없다(Cho & Yoon, 2014). 특히 운동장이나 체육관에서 신체 활동을 가르치는 체육교과 교생이 신체적 피로나 이로 인한 무기력을 느낄 경우 수업을 수강하는 학생들에게 더욱 큰 부정적 영향을 미칠 수 있다.
체육교사의 직무소진은 체육수업과 무관한 역할수행, 체육시설 부족 등의 열악한 환경, 실기평가의 공정성에 대한 부담감, 초과근무시간 등과 같은 여러 원인에 의해 발생한다(Kwon & Han, 2014). 또한, 체육수업을 교육이 아닌 놀이로 인식하는 학교, 학생, 학부모 환경으로 인해 자신의 역할 및 정체성에 대해 신체적·정신적 스트레스를 받고 있으며 이로 인해 직무소진상태에까지 이르고 있다(Shin & Park, 2005).
특히 체육 교사의 직무소진은 교육경력과는 무관하게 발생하고, 학교현장에 대한 적응 유연성이 높을수록 직무소진이 발생할 가능성이 낮으며, 체육 교사가 인지한 역할 스트레스가 많을수록 직무소진 발생 가능성도 커지고, 자기 격려 수준과 자기효능감이 높을수록 직무소진 발생 가능성이 적다(Kim, 2017). 체육 교사는 직무에 지치고 피로감을 느껴 감정적으로 소진되는 감정적 고갈을 주로 경험하며(Jung & Park, 2011) 교사효능감 수준이 직접적으로 교사의 탈진에 영향을 미칠 수 있다. 또한, 이러한 직무소진은 남성보다 여성에게서 발생할 가능성이 크다는 것이 국내·외 연구를 통해 밝혀진 바 있다(Brewer & Clippard, 2002; Choi & Kim, 2000; Lim & Do, 2014; Park, 2006). 교사와 마찬가지로 교생 역시 자신의 정서 관리가 원만히 이루어지지 않을 경우 소진, 직업 정체성 혼란, 진로변경 등을 경험할 수 있으며(Woo, 2017), 예비교사가 경험하는 부정적 감정들이 교직을 포기하게 되는 주요 원인으로 뽑히기도 한다(Hong, 2010). 이와 같은 사전연구의 결과를 바탕으로 본 연구의 가설을 설정하였다.
교육실습 기간은 교육실습생이 다양한 인적 주체들과 상호작용하며 다양한 업무를 수행하는 첫 현장 경험이다. 이 과정에서 교생은 학생 신분에서 예비교사 신분으로의 변화를 경험하며 이러한 변화로 인한 부담감에 교육실습 초기에 육체적·정신적 고통을 호소하는 학생이 많다(Lee, 2013). 주위 환경이 복잡해지고 예측하기 힘든 상황이 발생함에 따라 교생의 정서가 그들의 판단이나 반응에 미치는 영향이 더욱 커지게 된다(Jang, 2014). 교생이 수업시간에 느끼는 정서는 자신뿐만 아니라 학생들에게 전달되는 정서와 학습 과정에 영향을 미칠 수 있으며(Lee & Kim, 2016) 예비교사가 경험하는 부정적 감정이 교직을 포기하게 되는 이유로 연결되기 때문에(Hong, 2010) 교생의 정서 처리를 이해하는 것이 중요하다.
이러한 교육실습 동안의 정서는 Forgas(1995)가 제안한 정서주입모델(Affect infusion model)을 통해 설명할 수 있다. 정서주입모델은 복잡하고 어려우며 예측이 힘든 상황에 노출될 경우 평가나 반응의 결과에 더 큰 영향을 받는다고 설명한다(Forgas, 1995). 즉, 문제의 유형과 난이도에 따라서 정보처리 양상이 다르게 나타난다고 가정하는 모델이라고 할 수 있다(Kwak et al., 2008). 이 모델은 정서에 따른 정보처리 방식을 네 가지로 설명하며, 직접 접근 방식(Direct access processing), 동기적 처리 방식(Motivated processing), 발견적 처리 방식(Heuristic processing), 체계적 처리 방식(Systematic processing)으로 구성된다(Forgas, 1995). 본 연구에서는 네 가지 처리 방식 중 체육교과 교생들의 정보처리 과정을 동기적 처리 방식을 통해 살펴보고자 한다. 동기적 처리 방식은 구체적 목표를 성취하고자 하는 동기적 힘이 크게 작용할 때 사용되는 방식이다. 목표를 설정하는 첫 단계에서는 목표에 동기를 부여할 때 정서의 영향이 크게 작용하지만, 확실한 목표가 설정된 이후에는 이를 바탕으로 판단하기 때문에 정서의 영향이 크게 나타나지 않을 수 있음을 말한다(Jang, 2014). 이에 따라, 본 연구에서는 정보처리 과정 중 부정적 감정의 영향력을 최소화 할 수 있으며 감정의 개입이 가장 적은 동기적 처리방식을 통하여, 교생실습 동안 경험하는 직무소진을 이겨낼 수 있는 능동적 동기의 조절 효과를 살펴보고자 하였다. 즉, 체육교과 교생이 가지는 체육 교사에 대한 능동적 동기 수준이 높을수록 교육실습 동안 경험하는 감정이 진로변경에 미치는 영향은 상대적으로 적을 것이라고 예상할 수 있다. 이에 따라 다음과 같은 네 번째 연구 가설을 설정하였다.
본 연구는 서울, 경기 등 수도권 소재의 사범대학, 교육대학원 및 대학교 교직 이수 예정자 중 체육교과 교육실습생 112명을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 교육실습 초기와 후기의 직무소진을 비교하기 위하여 교육실습 2주차와 4주차에 각 1회씩 총 2회의 반복측정을 위한 조사를 실시하였다. 일반적으로 교육실습 1주차에는 오리엔테이션과 수업참관 등이 이루어지고 교생이 주도하는 수업 운영이 이루어지지 않기 때문에, 수업에 대한 스트레스를 포함하는 직무소진을 확인하기 위하여 교육실습 2주차를 실습 초기단계로 선정하였다. 교육실습이 이루어지고 있는 수도권 소재의 중·고등학교를 직접 방문하여 교육실습생으로부터 응답을 받았으며, 2019년 3월 마지막 주부터 4월 마지막 주까지 약 5주에 걸쳐 자료수집이 이루어졌다. 설문조사 각 1회당 배포된 112부의 설문지를 모두 분석에 활용하여 연구결과를 도출하였다.
연구 가설에 제시된 체육교과 교생의 직무소진, 교사 효능감, 교직선택 동기 수준, 진로변경 의지 요인을 검사하기 위한 측정 도구는 <Table 1>에 정리한 바와 같다. 각 측정 문항의 문항수, 신뢰도, 자료의 정규성 검토를 위한 왜도와 첨도를 함께 제시하였다. 제시된 모든 문항은 Likert 5점 척도(1= 전혀 그렇지 않다, 5= 매우 그렇다)를 사용하여 측정하였다.
| Variables | Subfactor | N of questions | Cronbach's α | Skewness | Kurtosis |
|---|---|---|---|---|---|
| Burnout | Emotional exhaustion | 9 | .91 | -.404 ~ -.016 | -1.078 ~ .006 |
| Depersonalization | 5 | .77 | -.019 ~ 1.073 | -.314 ~ 1.569 | |
| Diminished personal accomplishment | 8 | .92 | .233 ~ 1.047 | -.345 ~ 1.151 | |
| Overall | 22 | .74 | |||
| Self-efficacy | Teaching | 5 | .93 | .364 ~ .937 | -.759 ~ .641 |
| Guidance | 4 | .92 | 1.033 ~ 1.205 | -1.440 ~ .802 | |
| Self-regulation | 5 | .76 | .110 ~ 1.237 | -.073 ~ 2.578 | |
| Task preference | 4 | .73 | -.527 ~ 1.175 | -1.053 ~ .808 | |
| Overall | 18 | .94 | |||
| Level of motivation | Active motivation | 5 | .95 | .074 ~ .480 | -1.430 ~ -.971 |
| Intention to change the career path | 5 | .84 | .488 ~ .923 | -.589 ~ .470 | |
교생의 직무소진 수준을 알아보고자 Maslach & Jackson(1981)에 의해 개발된 소진 측정도구 MBI(Maslach Burnout Inventory)를 Kim(1995)이 수정하여 번안한 척도를 사용하였다. 직무소진의 하위 요인인 ‘감정적 고갈’ 측정 9문항, ‘비인격화’ 측정 5문항, ‘자아성취감 저하’ 측정 8문항 등 총 22개의 문항으로 구성하였다(Kim, 1995). ‘자아성취감 저하’ 수준을 측정하는 8문항은 긍정적 진술로 이루어져 있어 통계 처리 과정에서 역점수로 환산하여 결과를 도출하였다.
교사 효능감 척도로는 Lee(1998)가 개발하고 Kim & Kim(2004)이 타당성을 검증한 후, Kim(2011)이 요인분석을 통해 4개의 하위요인과 18개의 문항으로 재구성한 척도를 사용하였다. 하위요인은 ‘수업지도 자신감’ 5문항, ‘생활지도 자신감’ 4문항, ‘자기조절 효능감’ 5문항, ‘과제난이도 선호도’ 4문항으로 구성되었다.
교생의 교직선택 동기에 관한 문항은 Huberman(1993)의 교직 동기 분류와 Korean Federation of Education Associations(1983)에서 제시한 교사의 교직의식 설문 문항 중 교직선택의 동기에 관한 문항을 참고하여 Choi(2006)가 수정 및 보완 절차를 통해 번안한 문항을 사용하였다. 교직선택 동기의 하위요인은 ‘능동적 동기’ 5문항, ‘물질적 동기’ 5문항, ‘수동적 동기’ 4문항 등 총 14문항으로 구성되어있지만 본 연구에서는 ‘능동적 동기’만을 사용하였다. 교직선택에 대한 능동적 동기는 학생과의 관계, 가르치는 일에서의 즐거움, 적성 및 자아실현 등을 의미하는 것으로, 물질적 동기와 수동적 동기보다 교육의 본질과 가까우며 내적인 보상을 얻는 동기를 의미하기 때문에(Choi, 2006) 직무소진과 같은 감정의 개입이 가장 적은 동기적 처리와 개념적으로 유사한 내용을 담고 있다. 이에 따라, 교직선택의 세 가지 하위요인 중 ‘능동적 동기’만을 선택하여 연구에 포함하였다.
교생의 직무소진이 교직으로부터 다른 직종으로의 진로변경에 영향을 미치는지를 확인하기 위한 설문은 Becker(1992)에 의해 개발되어 Park(2012)이 번안한 총 5문항의 척도를 사용하였다.
본 연구를 위해 수집된 자료의 결측치에 대한 점검 결과 결측치가 발견되지 않았다. 자료의 단변량적 정규성을 확인하기 위해 왜도와 첨도값이 산출되었으며 모든 자료에서 정규성이 가정되었다(Brandt et al., 2014). 또한, Cronbach’s alpha 값을 통해 측정도구의 신뢰도를 점검하였으며 <Table 1>에 제시된 바와 같이 모든 측정 문항에서 .7 이상의 값을 보여 신뢰도를 확보한 것으로 확인하였다.
본 연구에 사용된 직무소진 측정도구와 교사효능감 측정도구는 각각의 확인적 요인분석을 통해 구조적인 타당성을 점검하였다. 직무소진의 경우 확인적 요인분석의 결과(Chi-square/df = 596.23/206 = 2.89, GFI= .88, TLI = .91, RMSEA = .081), 전체적인 모형의 적합도가 충분히 양호한 것으로 나타나 구조적인 타당도를 확립했다고 판단할 수 있다. 교사효능감에 대한 확인적 요인분석 결과 (Chi-square/df = 326.03/129 = 2.53, GFI= .87, TLI = .93, RMSEA = .077), 전체적인 모형의 적합도가 구조적인 타당도를 확보한 것으로 나타났다.
가설 1은 교육실습 초기와 후기의 직무소진에 관한 내용으로 대응표본 t-test(Paired t-test)를 사용하여 검증하였다. 가설 2는 성별에 따른 직무소진 정도를 확인하는 것으로, 성별을 독립변인으로 하고 직무소진의 세 가지 하위요인을 종속변인으로 하는 MANOVA(Multivariate Analysis of Variance)를 사용하였다. 또한, 각 집단에 대한 자료의 등분산성은 Box’s M test를 통해 점검하였다. 가설 3은 교사효능감이 직무소진에 미치는 영향을 가정하고 있어 교사효능감을 독립변인으로 하고 직무소진의 세 가지 하위요인을 종속변인으로 하는 다중회귀 모형을 통해 가설을 검정하였다. 이때의 유의수준은 Bonferroni correction을 적용하여 .05/3 = .017로 재설정하였다. 가설 4는 체육 교사가 되고자 하는 능동적 동기의 수준이 직무소진으로 인한 부정적 경험에 따른 직무변경 의지에 영향을 미치는지를 확인하고자 하는 것이므로 조절된 회귀분석(Moderated multiple regression analysis)을 사용하여 분석하였다. 4주차에 측정한 직무소진을 독립변인으로, 4주차에 측정한 진로변경 의지 정도를 종속변인으로 하며 능동적 동기 수준을 조절변인으로 설정하였으며, 능동적 동기 수준에 따라 감정적 고갈이 진로변경에 미치는 영향이 다르게 나타나는지를 검증하였다. 이때, 조절변인과 독립변인의 상호작용 항은 조절변인과 독립변인의 곱으로 계산하였으며, 다중공선성의 문제를 방지하기 위하여 조절변인, 독립변인과 상호작용 항은 평균 중심화(각 개체 값 – 평균값)를 실시한 값을 사용하였다.
체육교과 교육실습 기간에 경험하는 직무소진이 교육실습 기간의 초반부보다 후반부에 더 높게 나타날 것이라는 가설 1에 따라 초반기의 직무소진과 후반기의 직무소진 수준을 비교하였다<Table 2>. 교육실습 기간 초반의 직무소진과 후반의 직무소진을 비교한 결과, 직무소진 하위요인 중 ‘감정적 고갈’(t = -5.40, p < .001)과 ‘자아성취감 저하’(t = -9.39, p < .001)에서 통계적으로 유의한 차이가 있었으며, ‘비인격화’(t = .72, p = .47)에서는 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. ‘감정적 고갈’과 ‘자아성취감 저하’ 모두 교육실습 초반보다 교육실습 후반에 증가한 것을 확인할 수 있었다.
남자 교생과 여자 교생이 느끼는 직무소진의 차이를 확인하기 위하여 교육실습 초반기(교육실습 2주차)와 교육실습 후반기(교육실습 4주차)의 직무소진 정도를 각각 비교하였다. 전체 112명의 응답자 중 남성이 51명(45.5%)이고 여성이 61명(54.5%)이었으며 구체적인 직무소진 수치는 <Table 3>에 제시된 바와 같다. 먼저, 각 집단의 공분산 행렬이 동일하다는 가정을 검증하기 위해 Box’s M test를 실시하였으며, 집단의 공분산행렬 동일성 가정은 만족하지 못한 것으로 나타났다(Box’s M = 34.71, F (6, 80443.7) = 5.61, p < .001). 이와 더불어 자료의 등분산성을 확인하기 위하여 Levene’s 검증을 실시한 결과 ‘감정적 고갈’(F = .01, p = .91)과 ‘비인격화’(F = .12, p = .73)는 등분산성 가정을 만족하였으나, ‘자아성취감 저하’(F = 61.40, p < .001)는 등분산성 가정을 만족하지 못하는 것으로 나타났다. 하지만 Hair et al.(1998)에 따르면 다변량 통계를 사용한 집단 비교의 경우, 집단의 표본 크기가 1:1.5 범위 안에 존재한다면 분산에 대한 동일성이 확보된 것으로 가정할 수 있으므로 등분산 검정의 결과에 관련 없이 추후 통계 분석이 이루어졌다.
| Variables | Gender | n | M | SD |
|---|---|---|---|---|
| Emotional Exhaustion 2wk | M | 51 | 2.19 | .57 |
| F | 61 | 3.19 | .58 | |
| All | 112 | 2.73 | .76 | |
| Depersonalization 2wk | M | 51 | 2.15 | .55 |
| F | 61 | 2.13 | .56 | |
| All | 112 | 2.14 | .55 | |
| Diminished personal accomplishment 2wk | M | 51 | 2.69 | .95 |
| F | 61 | 2.09 | .44 | |
| All | 112 | 2.37 | .78 |
성별에 따른 교육실습 초반기 직무소진의 다변량 검정 결과, Wilk’s λ = .54, F (3, 108) = 30.16, p < .001로 나타나 성별에 따른 교육실습 초반기 직무소진 평균값에 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 확인하였다. 이에 따라 직무소진의 세 가지 하위요인에 대한 성별 간의 차이를 살펴본 결과는 <Table 4>에 제시한 바와 같다. 성별에 따른 실습 초반기의 직무소진 중 ‘감정적 고갈’과 ‘자아성취감 저하’요인에서 성별 간에 통계적으로 유의한 차이를 보였으며, ‘감정적 고갈’은 남성보다 여성에게서 높게 나타났고(F = 81.59, p < .001) ‘자아성취감 저하’는 여성보다 남성에게서 높은 수준을 나타내었다(F = 19.34, p < .001). 반면, ‘비인격화’ 요인에서는 성별 간에 통계적으로 유의한 차이가 발생하지 않은 것으로 알 수 있었다(F = .04, p = .837).
교육실습 초반기와 더불어 성별에 따른 교육실습 후반기(4주차)에서의 직무소진 차이를 확인하기 위해 교육실습 초반기의 직무소진 분석과 동일한 절차에서 종속변인을 후반기 직무소진으로 변경하여 분석을 진행하였다. 후반기 직무소진의 구체적인 수치는 <Table 5>에 제시된 바와 같다. 후반기 직무소진의 Box’s M test 실시 결과, 공분산 행렬의 동일성 가정은 만족하지 못하는 것으로 나타났다(Box’s M = 20.73, F (6, 80443.7) = 3.35, p < .01). 이와 더불어 자료의 등분산성을 확인하기 위하여 Levene’s 검증을 실시한 결과 ‘감정적 고갈’(F = .1.55, p = .216)과 ‘자아성취감 저하’(F = .49, p = .483)는 등분산성 가정을 만족하였으나, ‘비인격화’(F = 9.48, p < .01)는 등분산성 가정을 만족하지 못하는 것으로 나타났다. 앞서 교육실습 초반기 결과 제시 부분에서 언급한 것과 같이 집단의 표본 크기에 따라 분산의 동일성이 확보된 것으로 가정하고(Hair et al., 1998) 등분산 검정 결과와 관련 없이 통계 분석이 이루어졌다.
| Variables | Gender | n | M | SD |
|---|---|---|---|---|
| Emotional Exhaustion 4wk | M | 51 | 2.58 | .90 |
| F | 61 | 3.38 | .78 | |
| All | 112 | 3.02 | .93 | |
| Depersonalization 4wk | M | 51 | 2.14 | .76 |
| F | 61 | 2.05 | .57 | |
| All | 112 | 2.09 | .66 | |
| Diminished personal accomplishment 4wk | M | 51 | 3.38 | .82 |
| F | 61 | 2.92 | .84 | |
| All | 112 | 3.13 | .86 |
성별에 따른 교육실습 후반기 직무소진의 다변량 검정 결과, Wilk’s λ = .68, F (3, 108)= 16.56, p < .001로 나타나 성별에 따른 교육실습 후반기의 직무소진 평균값에 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 확인하였다. 이에 따라 직무소진의 세 가지 하위요인에 대한 성별 간의 차이를 살펴본 결과는 <Table 6>에 제시한 바와 같다. 성별에 따른 실습 후반기의 직무소진 중 ‘감정적 고갈’과 ‘자아성취감 저하’요인에서 성별 간에 통계적으로 유의한 차이를 보였으며, ‘감정적 고갈’은 남성보다 여성에게서 높게 나타났고(F = 25.41, p < .001) ‘자아성취감 저하’는 여성보다 남성에게서 높은 수준을 보였다(F = 8.59, p < .01). 반면, ‘비인격화’ 요인에서는 성별 간에 통계적으로 유의한 차이가 발생하지 않은 것으로 알 수 있다(F = .53, p = .466).
체육교과 교생이 가지는 교사 효능감이 직무소진에 부적인 영향을 줄 것이라는 가설 3에 따라, 독립변인을 교사 효능감의 네 가지 하위요인인 ‘수업지도 자신감’, ‘생활지도 자신감’, ‘자기조절 효능감’과 ‘과제난이도 선호도’로 설정하고 종속변인으로는 교육실습 후반기(4주차)에 측정한 직무소진의 세 가지 하위요인으로 한 다중회귀분석을 수행하였다. 다중회귀분석에서 나타날 수 있는 독립변인 간의 다중공선성을 확인하기 위하여 VIF(Variance Inflation Factor)값을 확인한 결과, 본 연구의 독립변인 사이의 VIF값은 1.49에서 4.92까지로 모두 10 이하의 값을 보이므로 다중공선성의 위험은 없는 것으로 판단하였다. 또한, 앞서 제시한 것과 같이 다중회귀분석의 유의수준은 Bonferroni correction을 적용하여 .05/3 = .017로 설정하였다.
먼저, 직무소진의 하위요인 중 ‘감정적 고갈’에 교사 효능감이 미치는 영향을 분석한 결과는 <Table 7>에 제시된 바와 같다. 교생이 가지는 교사 효능감이 직무소진 중 ‘감정적 고갈’요인에 미치는 영향은 통계적으로 유의하며 그 설명력은 약 48%인 것으로 나타났다(R2 = .48, adj R2 = .46, p < .001). 교사 효능감의 네 가지 하위요인 중에서는 ‘수업 자신감’만이 ‘감정적 고갈’에 부적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다(β = -.52, p < .001).
| DV | IV | B | SE | β | t |
|---|---|---|---|---|---|
| E.E | Teaching | -.54 | .15 | -.52 | -3.60*** |
| Guidance | .04 | .15 | .04 | .28 | |
| Self-regulation | .06 | .14 | .04 | .44 | |
| Task preference | -.37 | .19 | -.26 | -1.94 | |
| R2 = .48, adj R2 = .46, p < .001 | |||||
다음으로 직무소진 하위요인 중 ‘비인격화’에 교사 효능감이 미치는 영향을 분석한 결과, R2은 .09로, 독립변인이 종속변인의 9%를 설명하는 것으로 나타났다. 아래 <Table 8>에서 보이는 것과 같이, 교사 효능감의 모든 하위요인의 유의확률이 .017 이상으로 나타나 교사 효능감이 ‘비인격화’에는 영향을 미치지 않는 것으로 확인되었다.
| DV | IV | B | SE | β | t |
|---|---|---|---|---|---|
| D | Teaching | 0.44 | .14 | .06 | .31 |
| Guidance | -.26 | .14 | -.39 | -1.92 | |
| Self-regulation | .25 | .13 | .22 | 1.92 | |
| Task preference | -.001 | .18 | -.001 | -.007 | |
| R2 = .09, adj R2 = .06, p = .033 | |||||
교사 효능감이 ‘자아성취감 저하’에 미치는 영향 분석 결과, R2은 .20으로, 20%의 설명력을 가지는 것으로 나타났다. <Table 9>에서 제시된 바와 같이, 교사 효능감의 네 가지 모든 하위요인이 ‘자아 성취감 저하’에 미치는 영향에 대한 유의확률이 .017 이상으로 나타나 교사 효능감이 ‘자아성취감 저하’에는 영향을 미치지 않는 것으로 확인되었다.
| DV | IV | B | SE | β | t |
|---|---|---|---|---|---|
| D.P.A. | Teaching | -.20 | .17 | -.21 | -1.18 |
| Guidance | .38 | .17 | .43 | 2.27 | |
| Self-regulation | -.13 | .11 | -.09 | -.84 | |
| Task preference | .34 | .22 | .26 | 1.56 | |
| R2 = .20, adj R2 = .17, p < .001 | |||||
교생이 가지는 능동적 동기 수준이 교육실습에서 경험하는 부정적 정서로 인한 진로변경 의지에 미치는 영향에 대한 가설 4를 검증하기 위해 능동적 동기를 조절변인으로 하는 조절 다중회귀분석(Moderated multiple regression analysis)을 사용하였다. 종속변인은 교육실습 후반기(4주차)에 측정한 진로변경 의지의 정도이며 독립변인은 동일 시기에 측정한 직무소진 중 ‘감정적 고갈’로 설정하였다. ‘감정적 고갈’은 근로자의 과도한 업무부담으로 인한 일종의 극심한 직무 관련 스트레스를 뜻하며, 관심, 신뢰, 열정 등을 잃고 피로감과 상실감을 느낌을 말한다(Choi & Kim. 2000). 이러한 ‘감정적 고갈’은 직무소진의 가장 핵심적인 개념이며 ‘비인격화’와 ‘자아성취감 저하’의 원인변수가 된다(Kim & Chung, 2017; Maslach, 1981). ‘감정적 고갈’을 극복하기 위한 다른 물리적 방안이 없을 경우, 원하지 않는 요구를 회피하거나 인지된 위협을 줄이기 위해 타인에게서 심리적 거리감을 유지하는 심리적 대응인 ‘비인격화’ 현상이 발생한다(Choi & Kim, 2000; Lee & Ashforth, 1990). 이러한 ‘비인격화’ 현상이 심화되면 자신의 직무능력을 부정적으로 평가하고 성취감이 저하되는 ‘자아성취감 저하’의 단계에 이르게 된다(Choi, 2011). 따라서 이와 같이 직무소진의 다른 두 요인의 근본이 되는 ‘감정적 고갈’ 요인이 진로변경 의지에 미치는 영향에 대해 파악하는 것이 가장 적합하다고 판단하였다.
가설 4의 분석을 위해서는 독립변인인 ‘감정적 고갈’과 조절변인인 ‘능동적 동기’의 곱으로 이루어지는 상호작용 항을 포함해야 하는데, 이로 인해 다변량 회귀분석에서 다중공선성을 유발할 가능성이 크다. 따라서 이를 방지하기 위하여 ‘감정적 고갈’ 변인과 ‘능동적 동기’ 변인을 평균 중심화(centering)한 후 두 변인의 곱을 통하여 상호작용 항을 생성하였다. 독립변인과 조절변인의 중심화 후 변인 간의 상관관계는 <Table 10>에 제시되었다.
조절 다중회귀분석 결과, <Table 11>에서 볼 수 있듯이 R2이 .42로 나타나 본 모형에 포함된 독립변인, 조절변인, 상호작용 항이 종속변인 전체 변량의 42% 정도를 설명하는 것으로 확인하였다. 특히 R2와 수정된 R2값의 차이가 .01 수준을 보여 본 모형에 포함된 독립변인들이 종속 변인에 충분한 영향력을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 모든 분석에서 투입된 세 개의 독립변인이 가지는 VIF값은 1.07에서 2.41 사이에 위치해 독립변인 간의 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인하였다.
| DV | IV | B | SE | β | t | p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Intention to change the career path | Emotional exhasution(A) | .58 | .11 | .59 | 5.25 | .00 |
| Active motivation(B) | -.07 | .08 | -.09 | -.82 | .42 | |
| A * B | -.24 | .07 | -.24 | -3.22 | .002 | |
| R2 = .42, adj R2 = .41, p < .001 | ||||||
교육실습 후반기(4주차)에 측정한 감정적 고갈은 진로변경 의지에 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났으며(β= .59, p < .001), 감정적 고갈*능동적 동기의 상호작용 항도 진로변경 의지에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β= -.24, p < .01).
능동적 동기의 조절효과를 시각적으로 확인하기 위하여 능동적 동기 수준을 낮은 동기(n=37), 중간 동기(n=37), 높은 동기(n=38)의 세 집단으로 구성하고, 각 집단의 자료에 대한 산점도와 적합도선을 생성하였다. <Figure 1>에 제시된 능동적 동기 집단 구분에서 1(파란색)은 낮은 동기, 2(빨간색)는 중간 동기, 3(초록색)은 높은 동기 집단을 나타낸다. <Figure 1>에서 보이듯이 능동적 동기가 가장 낮은 집단(집단 1)의 회귀선 기울기가 가장 가파르게 나타나(1.45), 능동적 동기 수준이 낮을수록 감정적 고갈이 진로변경 의지에 미치는 영향이 큰 것으로 알 수 있다. 중간 동기 집단(집단 2)의 회귀선 기울기는 중간 정도(.41)로 나타났으며 높은 동기 집단(집단 3)의 경우 가장 낮은 기울기인 .29를 보였으므로 가설 4는 지지된 것으로 알 수 있다.
교육실습을 통한 직접적인 현장 지도 경험은 교생이 교직으로의 진로를 계속하여 유지할 것인지를 결정하는 데 중요한 역할을 한다(Lee & Lee, 2011). 교생이 교육실습 동안 경험하는 정서에 대한 관리가 원만하게 이루어지지 않을 경우 직무소진, 직업 정체성 혼란, 진로변경 등을 경험하게 되며(Woo, 2017), 교육실습 기간 중 경험하는 직무소진으로 인해 진로를 변경하게 된다면 큰 인적 자원손실로 이어지게 된다. 이에 본 연구에서는 체육교과 교생이 교육실습 기간 중 경험하는 직무소진이 이들의 진로변경 의사에 유의미한 영향을 미치는지를 실증적으로 검증하고자 하였다.
먼저, 체육교과 교생이 경험하는 직무소진이 교육실습 초반보다 교육실습 후반으로 접어들면서 증가하는지를 살펴보았다. 교육실습 초반기(2주차)에는 직무소진의 세 가지 하위요인 중 ‘감정적 고갈’이 가장 높은 수준으로 나타났다. 이는 교사를 대상으로 한 직무소진 연구의 결과와도 일치한다(Kim, 2013; Ryu et al., 2003). ‘감정적 고갈’에 이어 ‘자아성취감 저하’, ‘비인격화’의 순서로 직무소진이 높게 나타났는데, 이는 교육실습 초반에 수업 진행, 업무, 잔여 업무 등에서 감정적 피로감을 느끼고, 일에 대한 관심과 흥미를 잃으며, 상실감을 경험하는 수준이 높다는 것을 의미한다(Kim, 2013). 교육실습 후반기(4주차)에는 ‘자아성취감 저하’가 가장 높았으며, 이어 ‘감정적 고갈’, ‘비인격화’의 순서로 높은 결과를 보였다. 이는 교육실습이 진행될수록 업무에서 오는 피로감보다는 지도교사 및 학생과의 관계 측면에서 받는 소진이 크다는 것을 의미한다(Kim, 2013). 교육실습 초반기와 후반기를 비교해 보았을 때, ‘감정적 고갈’과 ‘자아성취감 저하’는 시간이 흐를수록 더욱 증가하는 것을 알 수 있었다. ‘비인격화’는 교육실습 초반과 후반 모두 가장 낮은 수준을 보였으며, 교육실습 후반기에 접어들면서 통계적으로는 유의하지 않았으나 오히려 수치상으로는 줄어드는 모습을 보였다. 교사를 대상으로 한 연구에서는 ‘비인격화’ 요인이 두 번째로 높게 나타났는데, 교직을 본업으로 삼고 임하는 교사와 4주간의 실습으로 경험하는 교생의 차이에서 이러한 현상이 나타난 것으로 생각할 수 있다.
둘째, 성별에 따라 직무소진의 정도가 다르게 나타나는지를 확인하였다. 교육실습 초반기와 후반기 모두 남성보다 여성이 ‘감정적 고갈’을 더 높게 느끼는 데에 반해, 남성이 여성보다 ‘자아성취감 저하’를 높게 인식하는 것으로 나타났다. ‘비인격화’에서는 교육실습 초반기와 후반기에 모두 성별에 따른 차이가 발생하지 않았다. ‘감정적 고갈’이 남성 교사보다 여성 교사에게서 높게 나타난다는 바는 선행연구와 일치하지만, ‘자아성취감 저하’는 여성 교사가 남성 교사보다 높게 느낀다는 다른 연구결과와는 일치하지 않는 모습을 보였다(Kim, 1995). 이처럼 성별에 따른 교사의 직무소진은 여러 연구에서 서로 일치하지 않는 다양한 결과가 나타나고 있어(Kim & Park, 2012; Ryu et al., 2003) 아직 일관성 있는 해석을 제시하지 못하는 실정이다(Kim, 2017).
셋째, 체육교과 교생이 가지는 교사에 대한 효능감이 직무소진에 부적인 영향을 미치는지를 알아보았다. 교사 효능감의 네 가지 하위요인인 ‘수업지도 자신감’, ‘생활지도 자신감’, ‘자기조절 효능감’, ‘과제난이도 선호도’가 직무소진의 세 가지 하위요인인 ‘감정적 고갈’, ‘비인격화’, ‘자아성취감 저하’에 각각 영향을 미치는지를 다중회귀분석을 통해 분석하였다. 그 결과, ‘수업지도 자신감’만이 ‘감정적 고갈’에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 반면, ‘자아성취감 저하’와 ‘비인격화’에는 교사 효능감의 네 가지 하위요인이 모두 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않은 것으로 확인되었다. 즉, 교사 효능감이 ‘감정적 고갈’에 부분적으로 부적인 영향을 미친다는 결과로 해석할 수 있으며, 이는 교사 효능감이 교사의 직무소진에 부적 영향을 미친다는 선행연구(Cho & Yoon, 2014; Khu & Kim, 2014; Kim, 2017; Kim, 2011; Kim & Shin, 2016; Lee & Kim, 2017; Lim & Do, 2014; )의 결과와 일치한다. 따라서, 교생의 교사 효능감을 증진시키면 긍정적 감정을 내면화하고 진실된 감정을 표현할 수 있으며 나아가 직무소진을 감소시킬 수 있음을 의미한다(Kim & Shin, 2016).
넷째, 체육교과 교생의 능동적 동기 수준이 높을수록 부정적 정서를 경험하더라도 진로변경에 대한 의지가 줄어드는지에 대해 살펴보았다. 어떠한 구체적 목표를 성취하고자 하는 큰 동기적 힘이 작용할 때에 정보처리 과정에 정서가 미치는 영향이 크게 나타나지 않을 것이라는 정서주입모델(Forgas, 1995)을 기반으로 한 가정에 따라 가설 4를 설정하였다. 분석결과, 교육실습 후반기에 측정한 ‘감정적 고갈’이 ‘진로변경 의지’에 통계적으로 유의미한 영향을 주어, 체육교과 교생이 교육실습 기간에 경험하는 부정적 정서가 진로를 변경하도록 만들 수 있음을 보여주었다. 또한, 낮은 동기를 가지는 집단에서 중간 동기집단과 높은 동기집단보다 ‘감정적 고갈’이 ‘진로변경 의지’에 더 높은 영향력을 보이는 것으로 나타났다. 즉, 교생이 가지는 교직선택 동기의 수준이 낮으면 부정적 정서가 진로변경에 비교적 많은 정적인 영향을 미치는 반면, 동기 수준이 높을 경우 부정적 정서가 진로변경에 부적인 영향을 주는 것으로 해석할 수 있다.
본 연구는 체육교과 교생이 교육실습 기간에 경험하는 직무소진과 이러한 직무소진에 교사 효능감이 어떠한 영향을 미치는지에 대해 파악하고자 하였다. 또한, 교사가 되고자 하는 동기의 수준이 직무소진으로 인한 진로변경 의지를 조절하는지에 대해서도 분석이 이루어졌다. 이를 통해 본 연구는 향후 체육교육의 미래를 담당할 체육교과 교생의 인력손실을 예방하고 교육자로서의 진로를 준비하는 데 도움을 제공하고자 하는 목적을 가진다.
체육교과 교생이 경험하는 직무소진의 수준은 교육실습 초반에서 후반으로 실습 기간이 경과 할수록 높아지는 것으로 나타났으며, 남성보다 여성이 느끼는 직무소진의 정도가 강한 것으로 확인할 수 있었다. 또한, 교사 효능감의 네 가지 하위요인 중에서 ‘수업지도 자신감’이 직무소진 중 ‘감정적 고갈’에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났다. ‘감정적 고갈’은 궁극적으로 진로변경의지에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났기 때문에 교생들이 경험하는 직무소진을 줄이고 진로변경에 대한 의지를 감소시키기 위해서는 교육실습을 시작하기 전, 각 교원양성기관에서 충분한 수업시연이 이루어질 필요가 있다. 정규교육과정을 통한 수업 시연 연습이 충분하지 못할 경우에는 학생자치 동아리 활동 등 비교과 활동을 통해서도 저학년부터 수업 시연에 대한 환경에 적응을 할 필요가 있다.
더불어, 체육교과 교생이 가지는 교직선택에 대한 동기 수준이 낮을수록 교육실습 기간에 경험하는 부정적 정서가 진로변경에 비교적 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 교육실습 이후 교직으로의 진로를 포기하는 인력손실을 막기 위해서는 신입생을 선발하는 과정에서부터 체육교사에 대한 충분한 동기를 갖고 있는 신입생을 선발하는 것이 필요하다. 특히 최근 들어 수시전형을 통한 입학생이 증가하고 있고 학생부에는 자기소개서, 진로희망, 동아리 활동 등을 통해 체육교사에 대한 동기가 충분히 들어나 있기 때문에 이를 통한 입학생 선정 또한 효과적인 교사양성에 도움을 줄 수 있다고 판단된다.
