[Mediating and Moderating Effects of Multicultural Efficacy in the Relationship between Cultural Empathy and Cultural Competence in Child Care Teachers].

PURPOSE: This study examined the mediating and moderating effects of multicultural efficacy in the relationship between cultural empathy and cultural competence in child care teachers.
METHODS: A cross-sectional descriptive survey design was used. The participants were 277 child care teachers at private and public daycare centers in G and S districts of Seoul. The survey instruments included a cultural empathy questionnaire, a multicultural efficacy scale, and a cultural competence scale. Data were analyzed using the SPSS and AMOS programs. For data analysis, descriptive statistics, correlation, and mediating and moderating effect analyses were performed. Bootstrapping was implemented to verify the mediating effect of the model developed herein.
RESULTS: Positive correlations among cultural empathy, multicultural efficacy, and cultural competence were noted. Multicultural efficacy showed a significant mediating effect on the relationships between cultural empathy and cultural competence. However, there was no moderating effect.
CONCLUSION: In order to enhance the cultural competence of child care teachers, it is necessary to develop a strategy that can promote their cultural empathy and multicultural efficacy. Furthermore, these results will ultimately enhance the role of child care teachers, thus contributing to the normal growth and development of multicultural children.

서 론

1. 연구의 필요성

최근 한국사회는 외국인 근로자의 유입, 국제결혼, 북한이탈주민, 유학생 등이 급증하면서 다문화 가족이 증가하였으며, 그러면서 다문화 가정의 아동도 급속도로 증가하고 있다. 통계자료에 따르면 2017년도 결혼이민자는 155,457명으로 전년도에 비해 2% 증가하였고[1], 다문화 가족 자녀 중 6세 미만의 자녀가 113,506명으로 전체 다문화 가족 자녀의 56.4%를 차지하고 있다[2]. 어린이집에 재원하고 있는 다문화 아동 역시, 2017년 53,844명으로 어린이집에 재원중인 총 아동의 3%에 달하며[2], 이를 통해 보육교사가 체감하는 다문화 가정 아동의 비율이 상당히 높을 것이라고 예측할 수 있다.

보육교사는 고정관념이나 편견이 형성되는 시기인 유아기[3]의 교육을 담당하고 있으며, 유아기부터 체계적이고 적합한 교육을 통해 문화적 다양성을 받아들일 수 있도록 하는 데에 보육교사의 문화적 역량이 매우 중요하다[4].

문화적 역량(cultural competence)은 ‘다양한 문화와 인종, 성별, 배경을 지닌 개인, 가족, 지역사회의 문화적 환경 안에서 이들과 효과적으로 업무를 수행하기 위한 능력을 달성하기 위해 지속적으로 노력하는 과정’으로 정의된다[5]. 심리학자 McClelland [6]는 성취모델 연구에서 역량의 중요성을 주장했는데, 역량은 대화 방법, 행동 양식, 목표 설정, 가치관 확립과 같은 정서적 ․ 인지적 요인과 교육으로 개발될 수 있는 지식적 ․ 기술적 요인으로 구성된다고 설명하였다. 또한 Campinha-Bacote [5]은 문화적 역량을 역동적인 변화가 가능한 하나의 발달과정으로 정의하여 지식적 ․ 기술적 요인을 향상시키는 교육적 중재연구 뿐만 아니라, 변화와 과정에 대한 동기를 부여하는 정서적 ․ 인지적 요인에 대한 연구가 필요함을 언급하였다.

문화적 공감(cultural empathy)은 문화적 역량을 증진시키는 있는 정서적 요인으로 고려되어 왔다. 문화적 공감은 다문화 대상자에 대한 이해와 존경, 효율적인 의사소통의 핵심요소로써 타인의 관점으로 세상을 보고, 그들의 문화를 이해하고 경험할 수 있는 태도이며, 간호사와 예비 유아교사를 대상으로 한 선행 연구에서 문화적 역량을 유의하게 설명하는 요소로 규명된 바 있다[7]. 보육교사를 대상으로 한 연구에서도 문화적 공감능력이 높은 보육교사일수록 다양한 배경을 가진 아이에 대한 이해도가 높고 그들과 효율적으로 상호작용하는 것으로 보고되었는데[8] 이것은 보육교사의 문화적 공감능력이 문화적 역량의 선행요인이라는 가설을 가능하게 한다.

또한 문화적 역량에 영향하는 인지적 요인 중 다문화 효능감(multicultural efficacy)은 교사가 문화적으로 다양한 배경을 가진 학생의 학업과 발달에 긍정적인 영향을 미치고 적합한 교수방식과 자료를 활용하여 그들에게 다문화 사회에 적합한 자질을 기르도록 가르칠 수 있다는 자신감이다[9]. 간호대학생[10]을 대상으로 한 연구에서 자기효능감은 문화적 역량에 영향을 주는 주요요인으로 나타났으며, 예비 유아교사를 대상으로 한 연구[11]에서도 다문화 효능감과 문화적 역량 사이에 정적인 상관관계가 있었다.

문화적 역량을 설명하는 요인으로써 문화적 공감과 다문화 효능감에 대한 선행 연구를 살펴보면, 간호대학생을 대상으로 한 연구[12]와 보육교사를 대상으로 한 연구[13]에서 두 요인은 정적인 상관관계를 보였다. Yang [10]의 연구에서는 문화적 공감과 다문화 효능감, 문화적 역량, 세 요인이 모두 서로 정적인 상관관계를 나타내었다.

앞서 살펴본 선행 연구에서는 인지적 측면에 해당되는 문화적 공감과 다문화 효능감이 각각 문화적 역량과 유의한 상관관계를 가지고, 예측할 수 있는 요소임을 규명하는 연구가 이루어졌으나, 두 요소가 문화적 역량을 예측하는 과정에서 서로 어떤 영향을 주는지에 대한 실험적 고찰이 부족한 상황이다[12,13]. 다문화 효능감의 매개효과와 관련된 기존연구는 다문화 교육에 대한 이해 및 태도, 교수능력에 대한 내용 중심으로 이루어져[4,14], 보육교사의 전반적인 문화적 역량과의 관계를 파악하기 어려우며, 다문화 효능감의 조절효과에 대한 연구는 전무하다.

Freire 등[15]은 매개효과와 조절효과가 혼재되어 있는 연구에서 두 효과를 명확히 규명하지 않으면 혼동스러운 결과가 도출될 수 있으며, 이는 자아효능감, 스트레스와 같은 다양하고 역동적인 특성을 가진 인간의 내면과 관련된 연구에서 더 중요하다고 설명한 바 있다. 간호학문은 인간의 심리적 현상을 탐구하는 학문이므로 연구하고자 하는 요소의 예측변수와 종속변수 사이의 관계를 더욱 정확하게 파악하기 위해 이 두 변수들 관계에서 매개효과를 가지는지, 조절효과를 가지는지를 동시에 규명하여 이를 명확히 할 필요가 있다[16].

이에 본 연구는 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량의 관계에서 다문화 효능감의 역할이 매개변수로써 효과를 가지는지 또는 조절변수로써 효과를 가지는지 검증하고자 한다. 본 연구를 통해 보육교사의 문화적 역량을 증진시키기 위한 요소의 구성 및 예측 과정에 대한 과학적인 기초자료를 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 본 연구의 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 매개효과와 조절효과를 파악하는 것이며, 구체적인 목적은 다음과 같다.

보육교사의 문화적 공감, 다문화 효능감, 문화적 역량 정도를 확인한다.

보육교사의 문화적 공감, 다문화 효능감, 문화적 역량의 상관관계를 확인한다.

보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 매개효과를 규명한다.

보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 조절효과를 규명한다.

연구 방법

1. 연구 설계

본 연구는 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 관계에서 다문화 효능감의 매개 및 조절 효과를 검증하기 위한 서술적 조사연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상자는 연구의 목적을 이해하고 참여를 수락한 서울특별시 G구와 S구의 81개 민간 및 국공립 어린이집 보육교사 280명을 임의표출하였다. 이 중 불완전한 질문지 3부를 제외하고 277명을 최종 분석 대상자로 포함하였다.

본 연구에 필요한 대상자수는 구조방정식 모형(structural equation model, SEM)에서 가장 많이 사용하는 bootstrapping에 근거하였다. Jöreskog와 Sörbom [17]은 관측변수가 12개 미만일 때 표본크기는 200이라고 하였다. 조사연구의 경우 탈락률이 높을 것으로 예측되어[18] 탈락률 40%를 고려하여 280부를 배포하였으나 비교적 탈락률이 높지 않아 설문지 완성이 불안전한 3부만 제외하여 최종 277명의 자료를 분석하였다.

3. 연구 도구

1) 문화적 공감

본 연구에서 보육교사의 문화적 공감 정도를 측정하기 위해 Wang 등[19]이 개발한 문화적 공감 척도(Scale of Ethnocultural Empathy, SEE)를 도구사용에 대한 승인을 받아 사용하였으며, 보육교사에 맞게 수정 ․ 보완하였다. 본 도구는 ‘공감적 감정과 표현’ 15개 문항, ‘공감적 관점 취하기’ 7개 문항, ‘문화적 차이 수용’ 5개 문항, ‘공감적 인식’ 4개 문항으로 총 31개의 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 Likert 척도이며, 측정된 점수가 높을수록 다른 민족이나 문화에 대한 공감이 높은 것을 의미한다. Wang 등[19]의 연구에서 신뢰도 Cronbach’s 는 .91이었고, 본 연구에서 Cronbach’s 는 .85였다.

2) 다문화 효능감

본 연구에서 보육교사의 다문화 효능감 측정도구로 Guyton와 Wesche [20]의 다문화 효능감 척도(Multicultural Efficacy Scale, MES)를 도구사용에 대한 승인을 받아 사용하였으며, 보육교사에 맞게 수정 ․ 보완하였다. MES는 다문화에 대한 경험 7문항, 태도 7문항 그리고 효능감에 관한 20문항으로 구성되어 있는데, 이 중 다문화 효능감에 대한 20문항을 활용한 것이다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 Likert 척도이며, 측정된 점수가 높을수록 보육교사가 다문화적 환경과 상황에서 적합한 교수 방식과 자료를 활용하여 유아를 지도할 수 있다는 자신감이 높음을 의미한다. Guyton과 Wesche [20]의 연구에서 신뢰도 Cronbach’s 는 .93이었고, 본 연구에서는 Cronbach’s 는 .94였다.

3) 문화적 역량

본 연구에서 문화적 역량 측정도구는 Choi [21]가 원조전문직의 문화적 역량을 측정하기 위해 개발한 문화적 역량 측정도구를 도구사용에 대한 승인을 받아 사용하였다. 이 도구는 개발당시 문화적 지식 및 기술, 태도, 인식 33문항으로 구성되어 있으나, 본 연구에서는 보육교사에게 맞게 문화적 지식 8문항, 문화적 기술 9문항, 문화적 태도 7문항으로 수정 ․ 보완하여 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 Likert 척도이며, 측정된 점수가 높을수록 보육교사가 다양한 문화적 배경의 사람과 효과적으로 상호작용하는 교사 개인의 생애핵심역량과 다문화 교육현장에서 유아의 문화적 역량을 강화시킬 수 있는 교수 역량을 포함하는 직업적 역량이 높음을 의미한다. Choi [21]의 연구에서 신뢰도 Cronbach’s 는 문화적 지식 및 기술 .95, 태도 .89였고, 본 연구에서는 Cronbach’s 는 .94였다.

4. 자료 수집 방법

본 연구의 자료 수집은 2018년 11월부터 2019년 1월까지 이루어졌으며, 본 조사에 앞서 서울특별시 G구와 S구의 육아지원센터에 본 연구의 목적을 설명하고 협조를 받았다. 일차적으로 각 구의 육아지원센터에서 운영하는 보수교육 프로그램에 참여한 보육교사를 대상으로 연구의 동의를 받고 설문지를 배포, 회수하였다. 또한 육아지원센터와 연계된 어린이집 8곳을 방문하여 직접 연구의 목적을 설명한 후 설문지를 배포, 회수 하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구는 연구자가 소속된 대학교의 생명윤리심의위원회의 승인을 받은 후 수행하였다(IRB [Institutional Review Board] No.: **IRB-2018-0047-01). 연구 대상자의 윤리적 보호를 위해서 모든 자료는 무기명 처리되며 연구 목적으로만 사용될 것을 약속하였고, 응답 중이나 응답 후에도 언제든 연구 참여 철회가 가능함을 설명하였다. 연구에 대한 설명을 듣고 참여 의사가 있는 대상자가 자발적으로 참여하였으며, 연구 참여에 따른 어떠한 불이익이 없음을 공지하였다. 또한 연구자료는 연구 종료 3년 후 폐기 처리되며, 기밀유지를 보장할 것을 공지하였다.

6. 자료 분석 방법

수집된 자료는 AMOS 20.0과 SPSS/WIN 23.0 프로그램을 사용하여 분석하였고, 신뢰도분석, 기술통계분석, 빈도분석, Duncan 사후 분석, t-test, Pearson 상관분석을 활용하여 분석하였다. 가설적 모형이 자료에 적합한지의 여부를 평가하기 위한 적합도 검증은 통계량, 기초적합지수(Goodness Of Fit Index, GFI), 조정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI), 근사오차평균자승잔차(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA), 비교부합지수(Comparative Fit Index, CFI), 표준적합지수(Normed Fit Index, NFI), 표준화 잔차평균자승이중근(Standardized Root Mean Residual, SRMR)을 이용하였다. 특히, 본 연구에서 통계량 값에 의한 적합도 지수는 자유도가 ‘0’으로 나타날 경우 포화모형으로 값이 제시되지 않으며, 이것의 의미는 검증하고자 하는 모형이 적합하다는 것을 의미한다[22]. 가설적 경로 모형의 부합도 검증 및 가설검증은 최대우도법(maximum likeli-hood method)으로 공변량 구조분석을 하였다. 모형의 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 bootstrapping 방법을 이용하였다.

연구 결과

1. 일반적 특성 및 일반적 특성에 따른 문화적 역량

본 연구 대상자의 일반적 특성은 다음과 같다(Table 1). 성별은 여성이 99.3%(275명)로 대부분이었고, 연령은 평균 43.5세였으며, 40~49세가 47.6%(132명)로 가장 많았다. 학력은 전문대졸업이 40.4%(112명), 대졸이 35.4%(98명)로 대부분이었다. 근무하는 어린이집의 유형은 가정어린이집이 69.0%(191명)로 가장 많았고, 그 다음으로 국공립어린이집 13.0%(36명), 민간어린이집 11.6%(32명), 직장어린이집 6.5%(18명)의 순이었다. 현재 직급은 일반교사가 74.7%(207명)로 가장 많았다. 근무경력은 5~9년(37.9%, 105명)과 1~4년(32.9%, 91명)이 가장 많았다. 다문화 관련 경험은 다문화 관련 교육 경험 ‘없음’이 74.4%(206명)로 ‘있음’ 25.6%(71명) 보다 많아 매우 저조했다. 반면 다문화 아동을 담당한 경험은 ‘있음’ 41.5%(115명), ‘없음’ 58.5%(162명)로 나타났다. 해외 거주 또는 연수 경험은 ‘없음’이 91%(252명)로 대부분이었다.

Table 1.

Demographic Characteristics of Participants and Differences in Cultural Competence (N=277)

Variables	Categories	n (%)	Cultural competence
			M±SD	t or F	Duncan*	p
Gender	Female	275 (99.3)	3.15±0.48	0.05		.963
	Male	2 (0.7)	3.16±0.00
Age (year)	20~29	34 (12.3)	3.22±0.48	0.65		.581
	30~39	33 (11.9)	3.07±0.59
	40~49	132 (47.6)	3.16±0.50
	≥50	78 (28.2)	3.13±0.39
Education	High schoola	54 (19.5)	3.14±0.40	4.98	d＞a, b, c	.002**
	Collegeb	112 (40.4)	3.10±0.50
	Universityc	98 (35.4)	3.15±0.47
	Master'sd	13 (4.7)	3.63±0.44
Institution type	Publica	36 (13.0)	3.27±0.59	3.87	c＞d	.024[*]
	Privateb	32 (11.6)	3.26±0.35
	Workplacec	18 (6.5)	3.38±0.48
	Homed	191 (69.0)	3.09±0.47
Position	General teachtera	207 (74.7)	3.11±0.50	3.32	c＞a	.024[*]
	Teacher in chargeb	36 (13.0)	3.25±0.47
	Directorc	34 (12.3)	3.31±0.29
Career (year)	< 1	31 (11.2)	3.29±0.59	1.58		.193
	1~4	91 (32.9)	3.10±0.51
	5~9	105 (37.9)	3.13±0.45
	≥10	50 (18.0)	3.21±0.40
Experience of multicultural education	Yes	71 (25.6)	3.26±0.43	2.22		.027[*]
	No	206 (74.4)	3.11±0.49
Experience of caring for multicultural children	Yes	115 (41.5)	3.30±0.40	4.64		<.001**
	No	162 (58.5)	3.05±0.51
Experience of overseas country residence	Yes	25 (9.0)	3.39±0.39	2.58		.011[*]
	No	252 (91.0)	3.13±0.48

Duncan comparison, p<.050.

일반적 특성에 따른 문화적 역량 정도의 차이는 학력(F=4.98, p=.002), 근무기관 유형(F=3.87, p=.024), 직급(F=3.32, p=.024), 다문화 관련 교육 경험(t=2.22, p=.027), 다문화 아동 보육 경험(t=4.64, p<.001), 해외 거주 또는 연수 경험(t=2.58, p=.011)에 따라 통계적으로 유의한 차이가 있었다(Table 1).

2. 문화적 공감, 다문화 효능감 및 문화적 역량 정도

본 연구 대상자인 보육교사의 문화적 공감, 다문화 효능감 및 문화적 역량 정도는 다음과 같다(Table 2). 문화적 공감 정도는 총 5점 만점에 평균 3.42±0.34점, 다문화 효능감은 총 5점 만점에 평균 3.42±0.48점, 문화적 역량은 총 5점 만점에 3.15±0.48점으로 보통 정도의 수준을 보였다(Table 2).

Table 2.

Descriptive Statistics of Variables and Correlations between Variables (N=277)

Variables	M±SD	Skewness	Kurtosis	Cultural empathy	Multicultural efficacy	Cultural competence
				r (p)	r (p)	r (p)
Cultural empathy	3.42±0.34	.46	.33	1
Multicultural efficacy	3.42±0.48	-.30	.15	.48 (<.001)	1
Cultural competence	3.15±0.48	-.02	.13	.50 (<.001)	.62 (<.001)	1

3. 문화적 공감, 다문화 효능감 및 문화적 역량 간의 상관관계

본 연구 대상자인 보육교사의 문화적 공감, 다문화 효능감 및 문화적 역량 간의 상관관계는 다음과 같다(Table 2). 문화적 공감과 다문화 효능감(r=.48, p<.001) 및 문화적 역량(r=.50, p<.001)은 순 상관관계가 있었다. 또한 다문화 효능감과 문화적 역량도 순 상관관계를 보였다(r=.62, p<.001) (Table 2).

4. 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 매개효과

보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 매개효과 분석 결과는 다음과 같다. 우선, 매개효과 검증을 위한 모형의 적합도를 평가한 결과 값이 0으로 나타났으며, 자유도가 ‘0’, GFI=1을 가지는 포화모형으로, 모든 적합도 지수에 대해 항상 최고의 값을 가지므로, 본 연구에서 관측된 자료는 추정된 모형을 적절히 잘 반영하고 있다고 할 수 있다[22].

매개효과 검증을 위한 인과관계 경로 분석을 수행한 결과는 다음과 같다(Table 3, Figure 1), 첫째, 독립변수인 문화적 공감이 매개변수인 다문화 효능감에 미치는 영향에서 β값이 .48 (p<.001)으로 정적(positive) 영향을 나타냈다. 둘째, 독립변수인 문화적 공감이 종속변수인 문화적 역량에 미치는 영향에서 β값이 .26 (p<.001)으로 정적 영향을 나타냈다. 셋째, 매개변수인 다문화 효능감이 종속변수인 문화적 역량에 미치는 영향에서 β값이 .50 (p<.001)으로 정적 영향을 나타냈다. 즉, 매개변수로 설정된 다문화 효능감은 독립변수인 문화적 공감과 종속변수인 문화적 역량사이에서 매개변수임이 규명되었다.

Table 3.

Mediating Effect of Multicultural Efficacy on the Relationship between Cultural Empathy and Cultural Competence (N=277)

Independent variables		Dependent variables	β	SE	CR	p	Direct effect		Indirect effect		Total effect		SMC
							β	t (p)	β	t (p)	β	t (p)
Cultural empathy	→	Multicultural efficacy	.48	0.08	9.05	<.001	.48	9.05 (<.001)	-	-	.48	9.05 (<.001)	.23
Cultural empathy	→	Cultural competence	.26	0.07	5.14	<.001	.26	5.14 (<.001)	.24	6.86 (<.001)	.50	10.20 (<.001)	.44
Multicultural efficacy	→	Cultural competence	.50	0.05	9.67	<.001	.50	9.67 (<.001)	-	-	.50	9.67 (<.001)

β=Standardized estimates; SE=Standard error; CR=Critical ratio; SMC=Squared multiple correlation.

Fig. 1.

Mediating and moderating effect of multicultural efficacy on the relationship between cultural empathy and cultural competence.

다음으로, 독립변수, 매개변수, 종속변수 간의 인과관계를 직접효과, 간접효과, 총 효과로 나누어 분석한 결과는 Table 3과 같다. 첫째, 문화적 공감이 다문화 효능감에 미치는 직접효과(β=.48, p<.001)는 통계적으로 유의하였다. 둘째, 문화적 공감이 문화적 역량에 미치는 직접효과(β=.26, p<.001)는 통계적으로 유의하였고, 간접효과(β=.24, p<.001)도 통계적으로 유의하였다. 셋째, 다문화 효능감이 문화적 역량에 미치는 직접효과(β=.50, p<.001)는 통계적으로 유의하였다. 간접효과의 통계적 유의성 검정을 위해 Bootstrapping방법을 사용한 결과, 문화적 공감과 문화적 역량의 간접효과는 p<.001로, 통계적으로 유의한 것으로 검증되었다. 결과적으로 문화적 역량에 대한 다문화 효능감은 직접효과와 간접효과 모두 유의하였기 때문에, 다문화 효능감은 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 부분 매개효과가 있음이 규명되었다.

5. 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 조절효과

보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 다문화 효능감의 조절효과 분석 결과는 다음과 같다. 우선, 조절효과 검증을 위한 모형의 적합도를 평가한 결과 값이 0으로 나타났으며, 자유도가 ‘0’, GFI=1을 가지는 포화모형으로, 모든 적합도 지수들에 대해 항상 최고의 값을 가지므로, 본 연구에서 관측된 자료는 추정된 모형을 적절히 잘 반영하고 있음을 알 수 있다[22].

조절효과 검증을 위한 인과관계 경로분석을 수행한 결과는 다음과 같다(Table 4, Figure 1). 첫째, 독립변수인 문화적 공감이 종속변수인 문화적 역량에 대한 영향에서 β값이 .25 (p<.001)로 정적(positive) 유의성을 나타냈다. 둘째, 조절변수인 다문화효능감이 종속변수인 문화적 역량에 미치는 영향에서 β값이 .51 (p<.001)로 통계적으로 유의하였다. 셋째, 조절변수인 다문화 효능감의 조절효과 검증을 위해 문화적 공감과 다문화 효능감의 상호작용항을 투입하였을 경우 통계적으로 유의하지 않았다(β=.04, p=.460). 따라서 다문화 효능감은 문화적 공감과 문화적 역량 사이에서 조절 효과가 없는 것으로 규명되었다.

Table 4.

Moderating Effect of Multicultural Efficacy on the Relationships between Cultural Empathy and Cultural Competence (N=277)

Independent variables		Dependent variables	β	SE	CR	p	SMC
Cultural empathy	→	Cultural competence	.25	0.08	4.81	<.001	.44
Multicultural efficacy	→	Cultural competence	.51	0.05	9.49	<.001
Cultural empathy × multicultural efficacy	→	Cultural competence	.04	0.13	0.74	.460

β=Standardized estimates; SE=Standard error; CR=Critical ratio; SMC=Squared multiple correlation.

논 의

최근 한국 사회의 국제화로 다문화 가정 아동의 비율이 급증함에 따라 보육교사의 다문화에 대한 역량 강화가 새로운 이슈로 대두되고 있다. 이에 본 연구는 보육교사를 대상으로 문화적 공감과 문화적 역량의 관계에서 다문화 효능감의 매개효과와 조절효과를 규명하고자 하였으며, 주요 연구 결과를 토대로 한 논의는 다음과 같다.

보육교사의 문화적 공감 정도는 5점 만점에 평균 3.42점으로 이는 동일한 도구를 사용하여 이주민 관련 NGO (non-governmental organization) 기관 및 다문화 가족지원센터에 근무하는 다문화 실천가를 대상으로 한 Kim [23]의 연구에서의 3.68점 보다 다소 낮으며, 유아교육과 학생을 대상으로 한 Park과 Cho [8]의 2.95점보다 높았다. 이는 다문화에 대한 직 ․ 간접적인 접촉과 경험이 많을수록 타 문화에 대한 거부감이 적고, 문화적 차이에 대해 개방적이며 수용적이기 때문에[24] 다문화에 대한 접촉 기회가 많은 다문화 실천가, 보육교사, 유아교육과 학생 순으로 높게 나타난 것으로 사료된다.

보육교사의 다문화 효능감은 5점 만점에 평균 3.42점으로 동일한 도구를 사용하여 보육교사에게 조사한 Kim [9]의 3.60점 보다 다소 낮게 나타났다. 보육교사의 일반적 특성에 따라 다문화 효능감의 차이를 분석한 Kim [12]의 연구에서는 다문화 효능감 평균이 그룹에 따라 3.00에서 4.11점으로 차이가 컸으며, 그 요인을 교육 요인과 접촉요인으로 설명하였다. 즉, 해외연수 경험 혹은 다문화 관련 교육 수강 경험과 같은 교육요인이 있는 경우 다문화 효능감이 높았으며, 접촉요인으로는 다문화 아동 지도 경험 또는 자원봉사 등을 통한 접촉 경험이 있는 경우 다문화 효능감이 높았다고 보고하였다. 한편, 보육교사의 문화적 역량 정도는 5점 만점에 3.15점으로 나타났으며, 유아교육과 학생을 대상으로 한 Lee [25]의 연구에서 중재 전 실험군, 대조군 모두 평균 3.12점으로 나타나 본 연구와 유사하였다. 그러나 14주차의 수업을 받은 실험군의 경우 문화적 역량 평균이 3.69점으로 크게 증가하였으며, 이는 중재 한달 이후까지도 유지되어, 대조군이 3.31점, 3.27점을 보인 것과 큰 차이가 있었다. 보육교사는 다양한 문화적 배경을 가진 유아와 가족의 교육을 담당하는 교육자로서 아이들의 건강한 성장발달에 중요한 영향을 미친다. 따라서 보육교사의 자질 중 높은 수준의 문화적 역량이 요구되며, 위의 결과들은 보육교사의 문화적 공감, 다문화 효능감, 문화적 역량을 향상시키기 위한 교육적 요소의 개발과 적용이 시급히 필요하다는 것을 시사한다.

보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량, 문화적 공감과 다문화 효능감 간의 상관관계를 보면 문화적 공감은 문화적 역량, 다문화 효능감과 각각 정적 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 이는 간호대학생을 대상으로 문화적 공감과 문화적 역량 간의 정적 상관관계를 밝혀낸 Kim과 Shin [26]의 연구와 일치하는 결과이며, 다양한 문화적 환경을 이해하고 수용할수록 다양한 문화적 배경의 아이를 잘 가르칠 수 있다는 자신감이 증진한다는 Lee와 Kim [4]의 연구 결과와도 맥락을 같이한다. 높은 문화적 공감능력을 가진 보육교사일수록 다양한 배경을 가진 아이에 대한 이해도가 높고 그들과 효율적으로 상호작용하며, 이것은 유아의 다문화 인식발달에도 영향을 미친다[8]. 따라서 문화적 공감은 교실, 이웃, 가족, 지역사회에 다양한 민족과 인종이 있을 경우, 반드시 훈련되어야 하며, 다문화 가정의 아이가 증가하는 요즘 한국 사회에서 보육교사가 갖추어야 할 주된 덕목이라 할 수 있다. 이전의 유사한 경험이 공감능력에 영향을 미치고, 공감능력을 향상시키기 위해서는 이전 경험이 중요하다고 할 수 있는데, 문화 간의 유사성이나 이전에 해당 문화에 대한 경험이 다른 문화에 대한 이해도를 높여주고 문화적 공감 능력을 높여줄 수 있다[27]. 보육교사의 문화적 공감 능력을 높여 주기 위해서는 다문화에 대한 직 ․ 간접 경험을 증진시키기 위한 다양한 프로그램이 필요하며, 세부적으로 타문화에 대한 배경지식과 다문화 아동의 특징에 대한 교육, 다양한 문화를 체험할 수 있는 연수 프로그램 등이 포함되어 계획될 필요가 있다.

한편, 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 사이의 다문화 효능감의 매개효과를 검증한 결과, 다문화 효능감의 부분 매개효과가 지지되었다. 그러나 문화적 공감이 문화적 역량에 미치는 영향이 다문화 효능감의 정도에 따라 달라질 것이라는 조절효과는 지지되지 못하였다. 즉, 보육교사의 다문화 효능감이 높고 낮음에 따라 문화적 역량에 다른 정도로 영향을 미치는 것이 아니라 문화적 공감과 문화적 역량 사이에 매개하여 문화적 역량에 영향을 미침을 의미한다. 문화적 공감능력이 높을수록 다양한 문화에 대해 이해도가 높고 수용적이기 때문에[4] 높은 문화적 공감능력을 가진 보육교사는 다양한 문화적 배경을 가진 아이의 특징을 잘 이해하고 거부감이 적다. 따라서 다양한 문화적 배경을 가진 아이와도 효율적으로 상호작용하며[8], 이러한 다문화 유아와의 긍정적인 경험이 다문화 유아를 효과적으로 가르칠 수 있다는 자신감에 영향을 미치는 것으로 생각된다. 또한 이러한 자신감을 통해 실질적으로 다문화와 관련된 문제를 다룰 때 적극적으로 임하게 되며, 문제를 해결하도록 스스로 노력함으로써 문화적 역량을 높이는 것으로 사료된다.

다문화 효능감의 매개효과에 대한 선행 연구를 살펴보면, 보육교사를 대상으로 한 Chug [14]의 연구에서는 문화적 성향과 다문화 교수 능력과의 관계에서 다문화 효능감의 부분 매개효과를 보고하였고, Lee와 Kim [4]은 보육교사의 다문화 감수성과 다문화 교육의 이해 관계에서 다문화 효능감의 매개효과를 보고하였다. 또한 다문화 교육의 이해는 다문화 효능감을 매개로 다문화 교육태도에 간접효과를 보이는 것으로 보고하였다. 높은 다문화 효능감을 가진 교사는 문화적으로 적합한 교수 방법을 사용할 줄 알며[9], 다문화 아이에게 알맞은 목표를 설정하고 전략을 세우며, 유아가 목적에 달성하도록 노력한다[4]. 따라서 다문화 효능감이 높은 교사일수록 문화적 역량이 높다[11,28]. 다문화 효능감은 다양한 문화적 차이를 민감하게 인식하고 적절하게 행동할 수 있는 정서적 준비와 다문화 교육에 대한 높은 이해도를 바탕으로 향상될 수 있으며[5], 보육교사의 다문화 효능감을 향상시키기 위해서는 보육교사를 대상으로 하는 프로그램에 위와 같은 요소들이 고려되어야 하겠다. 또한 Gallavan [28]은 다문화 효능감 향상을 위한 교육에 포함되어야 할 내용으로 다양한 문화적 경험, 의사소통 기술, 문화적 다양성에 대한 가치, 자신의 신념을 지속적으로 사정할 수 있는 자기 반영적 내용 등을 언급하였는데, 이를 보육교사를 위한 교육에 적용하여 보면 아동이 가진 배경 문화에 대한 이해 및 경험, 다문화 아동과의 의사소통 기술, 교수법, 다문화 교육에 대한 가치 및 신념 등에 대한 내용이 포함될 필요가 있다고 하겠다.

다문화 효능감의 조절효과는 기존에 시행된 연구가 없어 직접적인 비교가 어렵지만, 신입직원을 대상으로 회사 적응에 있어 교육 및 훈련과의 상호작용 효과가 있음을 증명한 연구가 있었다[29]. 이를 통해 짐작해보면 본 연구의 문화적 공감과 다문화 효능감은 두 변수 모두 문화적 성향을 가진 심리적 기저요인으로 볼 수 있으며[30], 교육 및 훈련과 같은 직접적인 행동적 요인은 아니기 때문에 문화적 역량에 영향을 미치는 조절효과가 나타나지 않은 것으로 생각할 수 있다.

본 연구는 유아기 아이의 교육을 책임지고 있는 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 간의 관계에서 다문화 효능감을 매개변수로 검증하였다는 데에 의의가 있다. 또한 기존의 연구는 간호대학생 또는 예비 보육교사를 중심으로 이루어져 있어, 실제 유아를 가르치고 있는 보육교사를 직접적으로 조사하지 못하고 있는데, 보육교사를 조사대상으로 참여시켰다는 데에 본 연구의 의의가 있다고 하겠다. 보육교사의 문화적 역량을 향상시키기 위해서는 관련 요인을 확인하고, 다양한 중재를 제공하는 것이 필요하며, 그 기초자료로 본 연구가 활용될 것을 기대한다.

본 연구 결과를 종합해보면, 보육교사의 문화적 공감은 다문화 효능감을 매개로 하여 문화적 역량에 영향을 미치며, 이는 보육교사의 다문화 효능감이 문화적 역량에 중요한 설명력을 갖는 것을 의미한다. 따라서 보육교사의 문화적 역량을 향상시키기 위해서는 문화적 공감능력뿐만 아니라, 보육교사의 다문화 효능감을 향상시키는 것도 중요하다고 하겠다. 그러나 본 연구는 지역의 일부 보육교사만을 대상으로 하였기 때문에 일반화하는 데에 제한점이 있으며, 자기기입식 설문지 방식으로 측정하였으므로 향후 다양한 대상자에게 보다 객관적인 지표 또는 인터뷰 등과 같은 다양한 방식의 도구를 활용하여 반복 측정하는 것이 필요하다. 또한 문화적 공감과 문화적 역량, 다문화 효능감의 조절효과를 검정하기 위한 반복 연구와 문화적 공감이 문화적 역량에 미치는 영향을 조절할 수 있는 다양한 변인에 대한 후속 연구가 필요하다.

결 론

본 연구에서는 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량 간의 관계에서 다문화 효능감의 매개효과와 조절효과를 검증하고자 하였다. 분석 결과, 문화적 공감과 문화적 역량 사이에 다문화 효능감의 부분 매개효과를 확인하였으나, 조절효과는 지지되지 못하였다. 본 연구는 보육교사의 문화적 공감과 문화적 역량과의 관계를 파악하는 데에 그치지 않고, 나아가 다문화 효능감의 매개적 역할을 검증함으로써 문화적 공감과 문화적 역량 사이의 관계를 구체적으로 제시하였다는 점에서 의의가 있다. 또한 보육교사의 특성을 고려한 문화적 역량을 향상시킬 수 있는 다양한 프로그램 내용 개발에 필요한 기초자료를 제공하는 데에 본 연구가 도움이 될 것이다. 향후 보육교사를 대상으로 지역을 확대한 반복 연구가 필요하며, 초등, 중등, 고등 교육을 책임지고 있는 교사로 대상자의 범위를 확대하여 연구할 것을 제언한다. 또한 본 연구 결과를 기초로 보육교사의 다문화 효능감 및 문화적 역량을 증진시킬 수 있는 프로그램을 개발하고, 그 효과를 검증하는 종단적 연구를 제언한다.