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I. 서 론
창의성은 오래 전부터 우리 교육이 추구해 온 목표 중 하나이다. 특히 최근 들어 창의성은 미래 사회에 필요한 역량, 미래 교육이 추구해야 할 방향에 대한 국내·외 전망에서 자주 등장하는 단어 중 하나가 되었다. 급변하는 세상의 변화에 학생들이 잘 적응할 수 있도록 그 어느 때보다 창의적 역량이 중요해진 시점이다. 창의성 및 창의적 인재 양성에 대한 교육적·사회적 관심에도 불구하고 우리의 창의성 교육은 성공적인지, 사회와 환경은 빨리 변화하고 있는데 교실이 그런 변화에 잘 맞춰 따라가고 있는지에 대한 의문이 드는 것은 사실이다. 창의성 교육의 성과에 대한 의구심이 드는 이유 중 하나로 현재로는 창의성 함양을 위한 학교 교육과 관련하여 그 실태나 현황에 대한 객관적인 진단이 부재한다는 점을 들 수 있다. Upitis(2014)는 창의성이 미래 사회 학생에게 필요한 핵심역량 중 하나임에도 불구하고 창의성과 관련된 학교 교육의 질과 학생의 성과 측정이 간과되고 있음을 지적하기도 하였다. 그는 창의성 교육을 위한 학교 여건을 측정하는 것은 교육과정 및 교수 방법의 발전을 가져올 수 있을 뿐만 아니라 학교나 교사에게는 창의성을 촉진시키는 최적의 조건에 대한 가이드를 제시하는 의미가 있다고 주장하였다.
창의성과 관련된 최근의 연구들은 창의적인 개인에 초점을 맞추기보다 창의적인 인재와 그 결과물은 독자적인 형태로 존재하는 것이 아니라 특정한 환경과의 다양한 상호 작용 속에서 만들어진다고 강조하고 있다(Amabile, Conti, Coon, Lazenby, & Herron, 1996). 개인의 창의성은 개인과 환경 간의 상호작용을 통하여 발현되기도 하고 사장될 수도 있다. 초등학생의 창의성은 교사의 수업방식, 교사특성, 즉 교사지원, 교사열의, 성취압력과 수업분위기와 모두 긍정적인 상관관계가 있으며, 특히 교사의 지원과 열의는 수업분위기를 매개로 창의성에 학생의 창의성에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며(김누리, 이희현, 김효현, 2015), 초등학생의 창의성은 창의적 환경과 교사의 창의적 성향과 긍정적 관계가 있는 것으로 나타났다(강은진, 도남희, 염혜경, 2017). Dudek, Strobel과 Runco (1993)는 학교 환경과 학생들의 창의성에 대한 관계를 분석하였다. 이들은 캐나다의 11개 학교 5~6학년 학생들의 창의적인 잠재력과 사회경제적 수준(SES), 연령, 성별, 학교 환경의 영향을 살펴본 결과, 사회경제적 수준이 높을수록, 5학년보다는 6학년이, 남학생보다는 여학생이 Torrance 창의성 검사에서 높은 점수가 나왔다. 또한 학교 환경, 특히 교실 분위기가 학생들이 가진 사전 배경 지식보다 창의성 검사에 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이처럼 교실의 환경은 학생의 창의성에 긍정적인 영향을 미치는 것을 볼 수 있다. 그러나 학교환경 변인 중 교사의 창의성 증진 교수활동이 학생의 창의성과 유의미한 상관이 나타나지 않은 연구 결과도 있는데, 박혜숙과 강석민(2019)에서는 중학생들의 창의성에 영향을 미치는 변인으로 노력, 태도, 성취목표 등 개인 내적 특성이 통계적으로 유의한 변인으로 나타났다. 즉, 과제집착력과 관련한 창의성에 있어서는 성취목표와 학업성취도가, 독창성과 관련된 창의성에 있어서는 성취목표와 태도변인의 효과가 유의미하게 나타났다. 한편, 이러한 연구들은 모두가 학생의 인식에 기초한 창의성 및 창의성 교육과 관련한 변인들 간 관계를 다룬 것이다.
Beghetto와 Kaufman(2010)은 교사가 창의성에 대해 부정적인 태도를 갖거나 창의적 교수 수행을 위한 노력을 기울이지 않는다면 교실에서 학생의 창의적 잠재력을 계발할 수 없을 뿐만 아니라 창의적 표현을 억압할 수 있다고 주장하였다. 즉 학교 교육과정의 실질적인 운영자인 교사는 학생의 창의성 계발을 촉진시킬 수도 있고 방해할 수 있다. 이런 점에서 교사는 학교 교육을 통해 학생의 창의성 신장에 중요한 역할을 한다. 한편, 창의성 교육에 대한 교사의 인식(이명숙, 최병연, 2015; 이명숙, 최병연, 2016) 및 수업기술(최지은, 2010; SOH, 2000), 태도 등이 학생의 창의성을 기르는 데 중요한 영향 요인이라는 연구는 많지 않지만, 학교 환경 특히 교실에서의 학생 창의성 발현에 영향을 미치는 요인들을 다루는 통합적 연구는 아직 미흡한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 환경의 개념 가운데 심리·사회적 환경 측면을 중심으로 최소 단위이자 가장 직접적인 교육이 이루어지는 교실에서의 교사가 지각하는 창의적인 교실 문화를 측정할 수 있는 도구를 개발하고자 한다.
본 측정도구는 교사에게 스스로 창의적인 교실 문화 정도를 파악해 볼 수 있는 자기점검 도구가 될 뿐 아니라 창의적인 교실 문화의 무엇인지 관점을 부여하고 그 중요성을 인식하는데 있어 시사점을 제공해 줄 수 있을 것이다.
II. 이론적 배경
“창의성을 가르칠 수 있는가?” 또는 “창의성은 교육을 통해 함양될 수 있는가?”라는 창의성 교육의 가능성을 묻는 질문에 대해 20세기 중반까지도 팽배했던 회의적인 인식(Arieti, 1976; Koestler, 1976)은 오늘날 누구나 창의적인 가능성과 잠재력을 가지고 있으며 교육을 통해 함양될 수 있다는 긍정적인 인식(Amabile, 1989, 1996)으로 변화하기에 이르렀다. Amabile(1996)는 ‘교실’은 개인의 창의성에 가장 큰 영향을 미치는 사회적이며 환경적인 요인이며, 따라서 교육 환경이 창의성 함양을 위해 매우 중요한 공간임을 강조하였다. Kaufman과 Beghetto(2009)는 기존의 Big-C와 little-c의 이분법적 구분에 학습을 통한 개인 수준의 변화를 의미하는 ‘mini-c’와 일상적 차원의 창의성에서 발전하여 직업적 전문성과 연계된 ‘Pro-c’의 개념을 추가한 창의성의 4C 모델(the Four C model of Creativity)을 제안함으로써 창의성의 개념 확장에 기여함과 동시에 한 개인의 삶에서 창의성이 어떻게 발전해 가는지를 보여주었다([그림 II-1] 참조).
이와 같이 little-c, mini-c의 확장된 창의성 개념의 등장은 창의성을 학교 또는 교실 맥락에서 발현시킬 수 있는 것으로 인식하는 데 중요한 역할을 한 것으로 볼 수 있다. 창의성의 개념은 초기 신적인 존재와도 같은 ‘그(He)’의 능력으로서의 창의성에서 점차 바로 ‘나(I)’ 자신을 포함한 모든 개인의 능력으로서의 창의성으로 변화하여 왔으며, 최근에는 사회·문화적 맥락 속에서 ‘우리(We)’가 함께 만들어가는 ‘협력적인 창의성’(Cropley, 2006; Glăveanu, 2011)이라는 개념으로까지 확장되면서 학교 및 교실 맥락에서 창의성 함양을 위해 보다 폭넓게 접근할 수 있는 분위기가 조성되어 왔다.
최근 들어 학생의 창의성 함양에 영향력 있는 요소로 환경의 중요성이 강조되고 있다. 이는 창의성의 고전적인 요소인 Rhodes(1961)의 4P(process, product, person, press) 모형을 근간으로 하여 거시적 관점에서 통합창의성 척도를 개발하고자 하는 것으로 나타났다(박상범, 박병기, 2007, p. 906에서 재인용). 그러나 실제로 개발된 측정도구를 살펴보면, 대부분 학교 및 교실 맥락에서 인식, 수업, 환경과 관련된 영역을 분리하여 연구되었고, 교사를 대상으로 한 측정도구도 부족하다는 것을 파악할 수 있다. <표 II-1>은 창의성 또는 창의성 교육과 관련된 측정도구 중 교사용 측정도구를 정리한 것이다.
| 구분 | 연구자 | 척도명 | 측정대상 | 구성요인 | 문항 수 |
|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 이명숙, 최병연 (2015) | 교사의 창의성 교육 지각 척도 | 초등학교 교사 | 창의성 교육 관점 | 20 |
| 창의성 교육 방해 | |||||
| 창의성 교육 촉진 | |||||
| 창의성 교육 수행 | |||||
| 2 | 이명숙, 최병연 (2016) | 교사용 창의적 교수효능감 척도 | 초등학교 교사 | 창의적 교수수행 효능감 | 18 |
| 창의적 교수전략 효능감 | |||||
| 창의적 사고 효능감 | |||||
| 3 | 최지은 (2010) | 초등학교 교사용 창의적 교수행동 척도 | 초등학교 교사 | 확산적 사고력 지원 | 45 |
| 영역-일반적 지식/기술 지원 | |||||
| 영역-특수적 지식/기술 지원 | |||||
| 과제 집중과 완성 지원 | |||||
| 내적 동기 지원 | |||||
| 개방성 지원 | |||||
| 4 | SOH (2000) | Creativity Fostering Teacher Behaviour Index (CFT Index) | 초등 및 중등학교 교사 | independence(학생들이 독립적으로 배우도록 격려하기) | 45 |
| Integration(협력적이고 사회적으로 통합되는 교수 스타일 갖기) | |||||
| motivation(확산적 사고 유발을 위한 관련 기본지식을 가질 수 있도록 강조하기) | |||||
| Judgement(학생들이 충분히 생각하고 스스로 완성할 때까지 판단 미루기) | |||||
| Flexibility(유연한 사고 장려하기) | |||||
| Evaluation(학생 스스로 자신에 대해 평가하는 것을 촉진하기) | |||||
| Question(학생들의 제안이나 질문을 중요하게 다루기) | |||||
| Opportunities(학생들이 서로 다른 조건에서 다양한 재료를 사용할 수 있는 기회 제공하기) | |||||
| Frustration(학생들이 고난과 실패를 극복하여 새롭고 일상적이지 않은 것에 용기 내어 도전하도록 돕기) | |||||
| 5 | 박성희, 최호성 (2016) | 창의적 작업환경 검사 | 초등학교 교사 | 자율, 진취적인 업무, 관리자의 격려, 동료교사의 지지, 교육기관의 지원, 교육기관의 장애, 충분한 자원, 업무 부담, 창의성, 생산성 | 78 |
첫째, 교사의 인식과 관련된 연구로 이명숙과 최병연(2015)은 교사들이 인식하는 창의성 교육의 요인을 추출하여 4개의 하위 요인, 즉 창의성 교육 관점, 창의성 교육 방해, 창의성 교육 촉진, 창의성 교육 수행으로 구성하여 20개의 문항을 개발하였다. 창의성 교육이 성공적으로 이루어지기 위해서는 창의성 교육에 대한 교사의 올바른 지각과 역할이 중요하다는 점에서 이 연구의 의의를 찾을 수 있으며, 기존의 창의성 교육에 대한 교사의 인식을 분석한 연구들이 타당화된 도구를 사용하지 않은 점을 개선하고 있다. 한편 이명숙과 최병연(2016)은 교사용 창의적 교수효능감 척도를 개발하여 타당화를 시도하였다. 여기서는 교실 수업에서 학생의 창의성을 신장시킬 수 있는 교사의 교수 활동 수행 능력에 대한 신념을 창의적 교수효능감(creative teaching efficacy)이라 정의하고, 선행 연구에서 다루어진 다양한 창의적 교수 요인 중 학생들의 창의성을 격려하고 신장시키는 창의적 수업과 직접적인 관련이 많을 것으로 판단되는 창의적 수업수행, 창의적 수업전략, 창의적 사고 능력에 대한 교사 자신의 판단을 창의적 교수효능감 요인으로 포함시켰다. 창의성 교육과 관련된 교사 변인에 대한 관심 중에서 상대적으로 연구가 부족했던 교사의 창의적 교수효능감을 측정하는 도구를 개발했다는 데 의의가 있다.
둘째, 교사의 교수행동, 즉 교사의 수업에서 나타나는 행동이나 전략 등에 대한 연구이다. 교사의 수업과 학생 창의성의 관련성을 다룬 연구는 많은 편이지만, 대부분이 학생이 교사의 수업에 응답하도록 되어 있으며 교사를 대상으로 개발된 측정도구는 드물다. 최지은(2010)은 교사의 창의적 교수 행동을 단순히 학생의 창의적 인지 과정 측면에 대한 촉진만을 강조하지 않고, 과제 집중이나 완성을 위한 충분한 시간 허용 및 학생의 주도적 활동 참여를 위한 내적인 동기에 대한 지원을 강조하고, 실수나 실패를 허용하며 도전과 용기를 북돋우며 개성과 독특함을 허용하는 개방성 등과 같은 정의적 측면의 지원을 포함하고 있다는 점에서 의미가 있다. SOH(2000)는 Cropley(1997)의 연구 결과를 활용하여 학생의 창의성을 촉진하는 교사의 행동을 ‘학생들이 독립적으로 배우도록 격려하기’, ‘협력적이고 사회적으로 통합되는 교수 스타일 갖기’, ‘탄탄한 배경지식 갖도록 관련 기본지식 강조하기’, ‘학생들이 충분히 생각하고 스스로 완성할 때까지 판단을 미루기’ 등의 9가지 요인으로 제시하였다.
셋째, 최근 들어 창의성과 관련된 환경을 다룬 연구가 많아지고 있는 추세이지만 역시 대부분이 학생의 인식을 측정하는 도구이다(김미숙, 최예솔, 2014; 민지연, 최인수, 2008; 박병기, 박상범, 2009). 박성희와 최호성(2016)은 초등학교 교사를 대상으로 창의적 작업환경 검사도구를 적용한 결과, 분석 결과 초등학교의 교사들은 동료교사들에게 다양한 측면에서 서로에게 도움을 주고 받으며, 원활한 의사소통이 이루어지고 있었다. 또한 새로운 아이디어에 대해 서로 개방적인 태도를 취하였으며, 서로의 업무에 대해 건설적인 도전을 하고 있는 것으로 나타났다. 반면에 본인의 업무에서 창의성을 발휘하거나 창의적인 방식으로 업무를 수행하는 것에서 매우 부족함을 느끼고 있었다. 따라서 조직의 창의성을 높이기 위해서는 교사들에게 다양한 지원이 필요하다는 것을 알 수 있었다.
III. 예비조사 실시 및 자료 분석
본 연구에서는 예비조사를 위해 권역(수도권, 충청권, 영남권, 호남권)을 고려하여 임의 표집을 하되 학교별 학급수3)를 고려하여 총 17개 초등학교를 추출하였다. 권역별로 수도권 7개 초등학교의 117명(45.7%), 충청권 5개 초등학교의 99명(38.7%), 영남권 4개 초등학교의 34명(13.3%), 호남권 1개 초등학교의 6명(2.3%) 총 256명의 교사가 예비조사에 참여하였다.
초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구 개발을 위해 교사와 관련된 창의성 및 창의성 교육에 대한 선행연구를 검토한 결과, 교사의 인식과 신념(이명숙, 최병연, 2015; 최병연, 2012), 교사 창의성(박숙희, 2007; 정은이, 박용한, 2008; 최미정, 2007), 교사의 창의적 교수 행동(최지은, 2010) 등과 관련된 연구들이 수행되었음을 알 수 있었다. 본 연구의 경우 교실 문화라는 맥락 속에서 교사와 관련된 요소를 보다 종합적으로 분석하는 접근이 필요하다는 개발의 방향을 설정하였다. 이에 교사와 관련된 인식, 실행, 환경지원 영역으로 구분하고, 구체적으로 인식 영역에서는 개념 인식, 자기 인식, 상황 인식, 환경지원 인식을, 실행 영역에서는 활동 계획, 활동 과정, 활동 피드백을 요인으로 포함하였다. 환경지원 영역에서는 학교의 물리적 지원, 심리적 지원, 제도적 지원을 요인으로 포함시켰다. 다음으로 각 영역 및 요인에 대한 문항 명세화표를 작성하며 인식, 실행, 환경지원 영역의 10개 요인을 포함하는 101문항으로 구성된 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구 초안을 개발하였다. 이 과정에서 창의성 및 창의성 교육 관련 전문가 및 초등학교 교사의 자문을 구하여 이론적 적합성과 더불어 현장 적합성 및 활용가능성 등을 검토·수정하는 과정을 거치면서 각 문항에 대한 이론적·실제적인 타당성을 확보하고자 하였다.
측정도구는 인식, 실행, 환경지원의 3개 영역으로 구분하였으며 인식 영역은 개념 인식, 자기 인식, 상황 인식, 환경지원 인식의 4개 요인을 포함하고, 실행 영역은 활동 계획, 활동 과정, 활동 피드백의 3개 요인을 포함하며, 환경지원 영역은 학교의 심리적 지원, 물리적 지원, 제도적 지원의 3개 요인을 포함하여 101문항을 개발하였다(<표 III-1> 참조). 문항별 응답은 Likert 식 5점 척도(전혀 그렇지 않다, 그렇지 않다, 보통이다, 그렇다, 매우 그렇다)로 구성하였다.
이렇게 구축한 척도를 17개 초등학교 교사 256명을 대상으로 예비조사를 실시하여, 수집된 자료를 토대로 문항 분석을 실시하였다. 먼저, 문항 분석은 기술통계치를 바탕으로 반응의 편파가 심한 문항을 확인하였으며, 문항-전체 상관을 분석하였다. 101개 전체 문항의 평균은 2.93~4.57, 표준편차는 0.629~1.313의 범위를 보이는 것으로 나타나 극단적인 값을 갖는 문항은 없는 것으로 판단하였다. 왜도, 첨도의 경우 왜도의 범위는 -1.537~0.024, 첨도의 범위는 -1.201~3.327로 나타났다. 학자들마다 왜도, 첨도 기준에는 다소 차이가 있지만 West, Finch, Curran(1995)은 왜도 절댓값 2미만(-2<왜도<2)과 첨도 절댓값 7미만(-7<첨도<7)을 기준으로 판단하였다(이미숙, 박주형, 김종민 외, 2016, p. 70에서 재인용). 이에 따라 왜도, 첨도의 범위를 벗어난 문항은 없었으며, 문항-전체 상관은 -.275~.690으로 나타났다.
다음으로, Rasch model을 적용한 문항적합도 및 전문가의 내용타당도 검증 결과를 참조로 총 3단계에 걸친 부적합 문항 판별을 실시하였다. 첫째, Infit 또는 Outfit Zstd가 2이상으로 기준을 충족시키지 못하는 문항을 선별하였다. 문항 적합도 지수는 카이제곱 통계를 사용함으로써 크게 Infit(내적합도)과 Outfit(외적합도)을 가지고 적합도를 판단할 수 있다. Infit 값의 Mnsq와 Zstd를 사용하는데, Zstd 값은 Mnsq를 정규 분포로 표준화시킨 통계값으로서 자료가 Rasch모형에 적합한지를 검증해주며, Mnsq 값이 1.5 이상 또는 Zstd 값이 2이상이 되면 문항의 타당성에 의심을 갖게 된다(백소영, 2013, p. 46). 둘째, 점이연 측정 상관 계수(point-measure correlation: PT-MEA Corr.)의 값이 0.3이하인지 확인하였다. 점이연 측정 상관 계수는 보통 0.3이하의 값을 나타내는 문항을 검토 대상 문항의 기준으로 삼고 있다(Wolfe & Smith, 2007: 지은림, 주언희, 2012, p. 81에서 재인용). 셋째, <표 III-2>와 같이 초등교육 및 교육과정, 교육심리, 교수학습, 교육평가 전공이면서 창의성 및 창의성 교육에 관심이 있는 전문가 10명을 구성하여 내용타당도를 의뢰하였다.
| 전문가 | 전공 | 직위 | 교육 경력 |
|---|---|---|---|
| A | 초등국어교육 | 교수 | 10년 |
| B | 초등수학교육 | 교수 | 11년 |
| C | 초등영어교육 | 교수 | 11년 |
| D | 초등음악교육 | 교수 | 13년 |
| E | 초등미술교육 | 교수 | 15년 |
| F | 교육과정 | 교수 | 8년 |
| G | 교육심리 | 교수 | 29년 |
| H | 교육심리 | 교수 | 13년 |
| I | 교육측정/평가 | 교수 | 11년 |
| J | 교수학습 | 연구원 | 16년 |
이와 같이 전문가들의 내용 타당도 검증 결과4)를 참조(내용 타당도 비율 0.62이하인 문항)로 하여 문항을 직접 검토하면서 최종적으로 부적합한 문항을 결정하였으며 그 결과는 <표 III-3>과 같다.
Rasch model을 적용한 문항적합도 및 전문가의 내용타당도 검증을 실시한 후, 발견된 부적합 문항 13문항을 제외시킨 후 88문항에 대해 주축요인추출법, 사각회전(Oblimn) 방식을 사용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인분석을 실시하기에 앞서, 분석할 표본의 상관 행렬 크기가 요인분석을 적용하는 데에 적합한지 살펴보기 위해 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 측정치를 통한 표본 적절성 검토와 Bartlett의 구형성(sphericity) 검정을 실시하였다. 전체 교사들의 응답 자료에 대한 KMO값은 .933으로서 1에 가까운 값이 산출되었다. 이는 준거(.80이상이면 좋음)에 비추어 볼 때(지은림, 주언희, 2012, p. 81) 적절한 것으로 판단하였다. 구형성 가정 역시 Bartlett 검증에 의해 χ2값은 17209.554(df=3081, p=.000)로 측정도구의 타당성 측정을 위한 요인분석이 적절함을 확인하였다.
다음으로 적절한 요인 수를 결정하기 위해 고유값(eigenvalue) 1.0이상인 요인 수를 확인하고 스크리 도표(scree plot)를 참고하여 요인수를 8~15개로 지정해가며 적절한 요인 수 결정을 위해 반복적인 분석을 실시한 결과, 해석 가능성과 요인 구조의 명확성을 고려한 결과 9개 하위 요인 구조가 가장 의미 있는 것으로 나타났다. 이 때, 공통성 0.4이하이거나 요인 해석 상 내용 타당도가 낮아 요인 구분이 부적절하다고 판단되는 문항들은 분석에서 제외하였다. 결과적으로 88문항 중 9문항을 제거하였고 최종적으로 79문항이 선택되었다. 이들 9개 하위 요인은 전체 변량의 약 64.77%를 설명하는 것으로 나타나, 요인 구조를 정의하기 위해서는 최소 40%의 설명 변량을 넘어야 한다(Gorsuch, 1983: 지은림, 주언희, 2012, p. 83에서 재인용)는 기준을 충족시켰다. 최종 79문항에 대해 탐색적 요인분석을 실시한 결과는 <표 III-4>와 같다. 문항 초안 개발 시에는 3개 영역, 10개 요인을 고려했으나, 구인타당도 검증과정을 통해 최종적으로 3개 영역, 8개 요인, 9개 하위 요인으로 구성됨을 확인하였다.
<표 III-5>는 예비조사 실시 후 문항 분석, 문항 적합도 분석, 요인 분석 등을 거쳐 최종적으로 선정된 79문항에 대한 하위 요인별 각각의 문항수와 문항내적합치도 계수(Cronbach α)를 나타낸 것이다. 인식 영역에서 ‘창의적 개념 인식’ 3문항의 Cronbach α값은 .734, ‘창의성함양 교육활동 인식’ 14문항의 Cronbach α값은 .935, ‘학교의 심리적/물리적 지원 인식’ 4문항의 Cronbach α값은 .834로 나타났다. 실행 영역에서 ‘창의성함양 교육활동 준비’ 8문항의 Cronbach α값은 .887, ‘확산적 사고 활성화’ 9문항의 Cronbach α값은 .921, ‘협력적 상호작용 활성화’ 11문항의 Cronbach α값은 .934, ‘피드백 및 자기성찰 기회 제공’ 10문항의 Cronbach α값은 .893으로 나타났다. 환경지원 영역의 ‘학교관리자의 지원 및 학교분위기’ 12문항의 Cronbach α값은 .940, ‘공간 활용 및 활동 기회 제공’ 8문항의 Cronbach α값은 .931로 나타났다. 전체 79개 문항의 문항내적합치도 계수는 .890으로 나타나 문항들이 전반적으로 일관성을 지닌 것으로 검증되었다.
IV. 본조사 실시 및 척도의 타당화
분석된 예비척도를 타당화하기 위해 본조사에 참여할 연구 대상의 학교 표집은 지역별(대도시, 중소도시, 읍면지역) 학교 수에 비례한 유층 표집을 통해 전국 초등학교 6,087개교5) 중 206개 초등학교(약 3%)를 추출하였다. 추출한 학교를 지역 규모로 살펴보면 특별/광역시 62개교(30%), 중소도시 68개교(33%), 읍면지역 76개교(37%)를 각각 추출하였다. 추출 학교 206개 중 121개 초등학교, 380명교사가 응답하였다.
본조사를 위한 측정도구 구성은 <표 IV-1>과 같다. 교사용 측정도구는 인식, 실행, 환경지원 영역과 배경 변인으로 구분하고, 인식 영역은 개념 인식, 상황 인식, 환경지원 인식의 3개 요인을 포함하고, 실행 영역은 활동 계획, 활동 과정, 활동 피드백의 3개 요인을 포함하며, 환경지원 영역은 학교의 심리적/제도적 지원, 학교의 물리적 지원의 2개 요인을 포함하였다. 문항에 대한 응답 척도는 예비조사에서 문항반응범주곡선을 통해 분석했을 때 1점이 거의 나타나지 않은 것, 척도 간 반응의 경계가 뚜렷하지 않았던 점 등을 고려하여 본조사는 4점 척도(전혀 그렇지 않다, 그렇지 않다, 그렇다, 매우 그렇다)로 작성하기로 하였다.
본조사 결과 분석은 먼저, 교사 380명의 응답에 대한 문항별 평균, 표준편차, 왜도와 첨도, 문항-전체 상관과 문항내적합치도 등을 검토하였다. 79개 전체 문항의 평균 범위는 2.97~3.75, 표준편차 범위는 0.437~0.825으로 나타났으며, 문항 분포를 알아보기 위한 왜도와 첨도의 분석 결과, 왜도 범위는 -1.433~-0.222, 첨도 범위는 -1.634~2.401로 나타났다. 이상의 결과와 문항내적합치도를 검토한 결과 특별히 편파가 심하거나 신뢰도를 낮추는 문항은 없는 것으로 판단하였다. 문항-전체 상관을 살펴본 결과, 상관계수의 범위는 .551~.821로 나타났다. 다음으로 문항 간 상관을 살펴본 결과, 문항 간 상관이 .8이상으로 나타난 문항들은 내용 확인 후에 더 명확하게 표현된 문항을 남기고 나머지 문항(본조사 61번, 본조사 72번)은 삭제하였다(<표 IV-2> 참조).
다음으로, 본조사 결과의 자료 분석은 영역별로 구성된 문항들이 하위요인으로 적절히 연결되는지 확인하기 위하여 즉, 창의성 함양을 위한 교실 문화 측정도구의 내적 타당도 확보를 위한 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 자료 분석을 위하여 AMOS 20 프로그램을 사용하였으며, 모형의 적합도를 평가하기 위하여 본 연구에서는 사례 수에 덜 민감하고 모형의 설명력과 간명성을 고려한 CFI(Comparative Fit Index), TLI(Tucker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 활용하였는데, 일반적으로 CFI와 TLI는 .90이상이면 적합도가 양호한 것으로 판단하며, RMSEA는 .08이하이면 적합도가 양호한 것으로 그리고 .05이하이면 매우 양호한 것으로 판단한다(Bentler, 1990: 이명숙, 최병연, 2016, p. 9에서 재인용).
첫째, <표 IV-3>과 같이 개념 인식, 상황 인식, 환경지원 인식의 인식 영역 3요인 모형의 적합도는 CFI=.907, TLI= .895, RMSEA=.090으로 나타나 연구 모형의 적합도가 보통의 수준이었다. 자료의 특성을 더 잘 반영할 수 있는 모형 탐색을 위해 수정지수를 살펴본 결과, 상황인식의 하위 지표 간에 상관을 가정하면 모형 적합도가 더 향상될 수 있는 것으로 분석되었다. 따라서 오차 간 상관을 가정하는 모형을 설정하여 모형의 적합도를 추정하였다. 수정된 모형의 적합도는 CFI=.929, TLI= .919, RMSEA=.079로 나타나 연구 모형의 적합도가 만족할 만한 수준이었다.
| 인식 | χ2 | df | CFI | TLI | RMSEA(90% 신뢰구간) |
|---|---|---|---|---|---|
| 3요인 | 754.062 | 186 | .907 | .895 | .090(.083~.096) |
| 수정모형 | 613.124 | 183 | .929 | .919 | .079(.072~.086) |
인식 영역 3요인 수정모형의 확인적 요인분석 결과 요인 구조모형은 [그림 IV-1]과 같다.
둘째, 활동 계획, 활동 과정(확산적 사고 활성화/협력적 상호작용 활성화), 활동 피드백의 실행 영역 4요인 모형의 적합도는 <표 IV-4>에 제시한 바와 같이 CFI=.910, TLI= .904, RMSEA=.065로 나타나 연구 모형의 적합도가 자료의 특성을 잘 반영하는 것으로 나타났다. RMSEA 값의 90% 신뢰구간이 .061~.068로 나타나 다른 유사한 표본을 이용해 동일한 이론모형을 반복적으로 평가해도 90%의 경우 추정된 RMSEA 값이 .061~.068 사이일 것이라는 예측이 가능하였다.
| 실행 | χ2 | df | CFI | TLI | RMSEA(90% 신뢰구간) |
|---|---|---|---|---|---|
| 4요인 | 1701.382 | 659 | .910 | .904 | .065(.061~.068) |
실행 영역 4요인 모형의 확인적 요인분석 결과 요인 구조모형은 [그림 IV-2]와 같다.
셋째, 학교의 심리적/제도적 지원, 물리적 지원의 환경지원 영역 2요인 모형의 적합도는 CFI=.852, TLI=.831, RMSEA=.127로 나타나 연구 모형의 적합도가 받아들이기 어려운 수준이었다. 따라서 문항 초안 개발 시 구분한 심리적, 제도적, 물리적 지원의 3요인 모형을 설정하였다. 3요인 모형의 적합도는 CFI=.906, TLI=.891, RMSEA=.102로 2요인 모형에 비해 더 나은 적합도를 보였으나, RMSEA 값이 여전히 좋지 않은 수준이었다. 따라서 수정 지수를 살펴본 결과, 환경지원 영역의 하위 지표 간에 상관을 가정하면 모형 적합도가 더 향상될 수 있는 것으로 분석되어 오차 간 상관을 가정하는 모형을 설정하여 모형의 적합도를 추정하였다. <표 IV-5>와 같이 3요인 수정모형의 적합도는 CFI=.929, TLI=.919, RMSEA=.078로 나타나 연구 모형의 적합도로 만족할 만한 수준이었다.
| 환경지원 | χ2 | df | CFI | TLI | RMSEA(90% 신뢰구간) |
|---|---|---|---|---|---|
| 2요인 | 952.041 | 134 | .852 | .831 | .127(.119~.135) |
| 3요인 | 651.957 | 132 | .906 | .891 | .102(.094~.110) |
| 3요인 수정모형 | 423.185 | 129 | .947 | .937 | .078(.069~.086) |
환경지원 영역 3요인 수정모형의 확인적 요인분석 결과 요인 구조모형은 [그림 IV-3]과 같다.
마지막으로, 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구의 위계적 2차 요인 모형의 적합도를 확인한 결과, <표 IV-6>과 같이 CFI=.955, TLI=.950, RMSEA=.051로 나타나 연구 모형의 적합도가 좋은 수준이었다. 따라서 전반적인 모형적합도 지수를 고려했을 때, 이 연구에서 설정한 구조모형은 적합한 것으로 판단되었다.
| χ2 | df | CFI | TLI | RMSEA(90% 신뢰구간) | |
|---|---|---|---|---|---|
| 위계2차 요인모형 | 775.868 | 392 | .955 | .950 | .051(.046~.056) |
본조사의 문항 분석에서 2개 문항을 삭제한 후의 최종 교사용 77개 문항에 대한 신뢰도를 검증하기 위해 문항내적합치도(Cronbach α) 계수를 산출하였다(<표 IV-7> 참조). 그 결과 각 하위요인들의 신뢰도 범위는 .751~.955로 나타나 문항들이 전반적으로 일관성을 지닌 것으로 검증되었다.
본 연구에서는 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구의 준거 타당도 검증을 위하여 ‘창의적 교수효능감 척도’(이명숙, 최병연, 2016)를 활용하였다. 이는 교사효능감이 학생들의 학습동기와 학업성취에 중요한 영향을 미치듯이(Schunk, Pintrich, & Meece, 2008), 교사의 창의적 교수효능감은 교사의 창의성 교육과 학생의 창의성을 신장시키는데 영향을 미칠 것으로 예측할 수 있기 때문이다. 창의적 교수효능감 척도는 창의적 교수수행 효능감, 창의적 교수전략 효능감, 창의적 사고 효능감의 3개 하위요인으로 구성되어 있으며 문항내적합치도(Cronbach α)는 .915로 산출된 도구이다(이명숙, 최병연, 2016, p. 8). <표 IV-8>과 같이 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구는 창의적 교수효능감의 하위요인과 모두 긍정적인 상관이 있는 것으로 나타났다.
초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구의 영역별로 준거 척도와의 상관관계를 살펴보면 인식 영역과 창의적 교수효능감의 하위 요인 간 에는 r=.479~r=.681의 상관을 보였으며, 실행 영역과 창의적 교수효능감의 하위 요인 간에는 r=.417~r=.756의 상관이, 환경 지원 영역과 창의적 교수효능감의 하위 요인 간에는 r=.254~r=.457의 상관이 나타났다. 환경지원 영역의 경우 인식이나 실행 영역에 비해서 교사의 창의적 교수효능감과 직접적인 관련성이 상대적으로 적은 관계로 상관이 다소 낮게 나타난 것으로 추정할 수 있다.
본 측정도구 개발에서는 다양한 교사 배경 변인들(학교 소재지, 학교 유형, 혁신학교 지정 여부, 학교 규모, 학급당 학생수, 교사의 성별, 직위, 교직 경력)을 포함하고 있었는데, 이러한 배경 변인에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 나는지를 분석하였다. 그 결과, 통계적으로 유의미한 집단 간 차이가 발견되는 것들만을 정리해보면 다음과 같다. <표 IV-9>는 학교 소재지에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것으로, 환경지원 영역의 ‘공간 활용 및 활동기회 제공’과 ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서 읍면지역 교사들의 응답이 대도시와 중소도시보다 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-10>은 혁신학교 지정 여부에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것이다. 인식 영역의 ‘창의성 개념 인식’에서 혁신학교 지정학교의 교사 응답이 미지정학교 교사 응답보다 높게 나타났으며, 환경지원 영역의 모든 하위 요인, 즉 ‘공간 활용 및 활동기회 제공’, ‘학교관리자 및 학교의 교사자율성 지원’, ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서 혁신학교 지정학교의 교사 응답이 미지정학교 보다 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-11>은 학교 규모에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것으로 환경지원 영역의 ‘공간 활용 및 활동기회 제공’과 ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서 1~10학급 교사의 응답이 31~40학급보다 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-12>는 학급당 학생수에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것이다. 환경지원 영역에서 학급당 학생수가 적을수록, 즉 ‘공간 활용 및 활동기회 제공’에서 학급당 학생수가 1~10명인 교사의 응답이 학생수가 26명 이상인 경우보다 유의미하게 높게 나타났다. ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서도 학급당 학생수가 16~20명인 교사의 응답이 학생수가 26명 이상인 경우보다 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-13>은 교사 성별에 따라 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것이다. 인식 영역 중 ‘창의성 개념 인식’과 환경지원 영역, 즉 ‘공간 활용 및 활동기회 제공’, ‘학교관리자 및 학교의 교사자율성 지원’, ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서 남자 교사의 응답이 여자 교사에 비해 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-14>는 교사의 직위에 따라 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것이다. 실행 영역 중 활동 계획에 해당하는 ‘창의성함양 교육활동 준비’와 활동 피드백에 해당하는 ‘피드백 및 자기성찰 기회 제공’에서 부장교사 응답이 일반교사에 비해 유의미하게 높게 나타났다. 환경지원 영역 중에서도 학교의 심리적 지원에 해당하는 ‘학교관리자 및 학교의 교사자율성 지원’과 학교의 제도적 지원에 해당하는 ‘창의성 함양 교육활동 행/재정적 지원’에서 부장교사의 응답이 일반교사에 비해 유의미하게 높게 나타났다.
<표 IV-15>는 교직 경력에 따라 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 것이다. 실행 영역의 ‘창의성함양 교육활동 준비’에서 16~20년 교직경력 교사의 응답이 1~5년 경력 교사보다 유의미하게 높게 나타났으며, ‘피드백 및 자기성찰 기회 제공’에서도 16~20년 교직경력 교사의 응답이 1~5년, 11~15년 경력 교사보다 유의미하게 높게 나타났다.
V. 결론 및 논의
우리나라에서 창의·인성 교육 기본방안이 발표된 지 10년이 지났다(교육과학기술부, 2010). 그 후로도 창의·인성 교육은 학교교육의 주요 목표이자 방향으로서 꾸준히 강조되고 있다. 하지만, 학교 현장에서는 교사들을 위한 교실에서나 수업에서 창의성 교육에 대해 무엇을 어떻게 해야 될지 구체적인 방향이나 지침이 부족한 실정이다. 한편, Nickerson(2010)은 교실에서 교사들이 학생의 창의적 활동이나 창의성을 발휘하지 못하도록 제한하고, 창의적 사고를 방해하는 환경을 제공해서는 안 될 것이라고 하였으며, 모든 수업시간에 창의적 교수가 수행되어야 한다고 강조하였다. 이와 같이 창의성 교육에서 학생 개인의 특성과 노력도 중요하지만, 이들의 창의성 신장에 도움이 되는 교실 환경 역시 중요하다는 측면에서 많은 창의성 연구자들이 창의성 교육과 관련된 교사 변인에 관심을 가져왔다. 그러나 상대적으로 교사가 인식하는 창의적인 교실 문화 조성과 관련된 실태 파악 연구는 부족한 실정이다.
따라서 본 연구에서는 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구를 개발하여 타당화하는 데 목적이 있다. 측정도구 초안은 인식, 실행, 환경지원의 3개 영역에서 10개 요인을 포함하는 101개 문항으로 개발하였다. 이에 대한 예비조사는 17개 초등학교 교사 256명을 대상으로 실시하였으며 그 결과를 기초로 문항분석을 하였다. 문항 분석 결과에 기반하여 부적합 문항을 제외한 후 88개 문항으로 구성된 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화에 대한 예비 척도를 구축하고 탐색적 요인분석 실시하였다. 그 결과 3개 영역, 8개 요인, 79개 문항으로 구성됨을 확인하였고, 79개 문항의 신뢰도 계수는 .890으로 나타나 문항들이 전반적으로 일관성을 지닌 것으로 검증되었다.
이와 같이 분석된 예비척도를 타당화하기 위해 본조사를 실시하였고, 지역별 학교 수에 비례한 유층표집을 통해 추출한 초등학교 206개 중 121개 초등학교 380명이 응답하였다. 본조사의 문항 분석 결과 문항 간 상관이 높은 2개 문항을 제외하고 77개 문항의 신뢰도, 요인구조 모형의 적합도 및 타당도 분석을 통해 타당화하였다. 77개 문항의 전체 신뢰도는 .909로 나타나 전체 문항들은 일관성 있게 구성됨을 알 수 있었으며 요인구조 모형의 적합도 및 타당도 분석에서 인식 영역, 실행 영역, 환경지원 영역 모두 연구 모형의 적합도로 만족할 만한 수준이었다. 마지막으로 초등학교 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구의 위계적 2차 요인 모형의 적합도를 확인한 결과, CFI=.955, TLI=.950, RMSEA=.051로 나타나 이 연구에서 설정한 구조모형이 적합한 것으로 판단할 수 있었다.
최종 척도의 준거타당도 분석을 위해 기존의 타당화된 ‘교사의 창의적 교수효능감’ 척도와의 상관 분석을 실시한 결과, 교사가 지각한 창의적 교실 문화 측정도구와 유의미한 상관 관계가 있는 것으로 나타났으며 인식, 실행, 환경지원의 측정 영역별로 분석한 결과 다른 영역에 비해 환경지원 영역과의 상관이 낮게 나타난 것은 창의적 교수효능감 척도가 주로 교사의 교수활동과 직접적으로 연관이 있는 내용으로 구성된 만큼 인식, 실행 영역에 비해 다소 상관이 낮게 나타난 것으로 추측할 수 있다.
한편, 본 측정도구에서 조사한 교사 배경 변인에 따라 교사가 인식하는 창의적인 교실 문화에 차이가 있는지 분석한 결과, 유의미한 차이가 있는 배경 변인은 ‘학교 소재지, 혁신학교 지정 여부, 학교 규모, 교사 성별, 직위, 교직 경력’으로 나타났다. 첫째, 학교 소재지의 경우 읍면지역이 대도사와 중소도시보다 환경지원 영역에서 높게 나타났다. 현재 창의성 교육과 관련하여 대도시나 중소도시 보다는 읍면지역이 학교나 교실의 공간 활용, 활동 기회 제공, 행/재정 지원 현황이 긍정적임을 알 수 있다.
둘째, 혁신학교일수록 창의성 개념 인식과 환경지원 영역에서 미지정 학교보다 응답이 높게 나타났다. 이는 혁신학교가 지향하는 철학이나 학교 운영 원리가 특히, 교사의 창의성 개념 인식에 영향을 주었으며 학교 운영과 교육과정 운영에서의 자율성 지향은 환경지원 영역이 보다 긍정적으로 나타난 것에 영향을 준 것으로 예측할 수 있다. 이와 유사한 연구결과로 이미숙 외(2016)에서는 학교운영혁신, 생활교육혁신, 교육과정혁신, 교사문화혁신으로 구성된 학교 혁신문화 측정도구를 개발하고 초·중·고등학교의 일반학교와 혁신학교와의 측정 결과를 비교한 결과 혁신학교의 시행 여부와 시행 연차에 따라 혁신학교가 일반학교보다 대부분의 하위요인에서 높게 나타났다. 한편, 이와 상반되는 연구 결과도 찾아볼 수 있는데, 양희원과 강유림(2019)에서는 혁신학교 지정을 유지한 고등학교와 일반학교의 학교효과성, 즉 학교만족도 및 학생 개인의 창의성과 자아개념, 학업성취도 등에 있어 차이를 분석한 결과 혁신학교 학생의 창의성 및 자아개념은 일반학교와 유의미한 차이를 보이지 않은 것으로 나타났다. 이와 같이 두 연구에서의 상반된 연구결과는 연구대상(초·중·고 전체 학교급 vs 고등학교) 및 특정 지역(서울 vs 인천)의 차이에서 발생한 부분도 있을 것으로 예측할 수 있다. 따라서 이러한 단편적인 연구 결과에 기초하여 혁신학교 효과성에 대한 일반화된 결론을 내리는 것은 지나친 확대 해석의 우려가 있으며, 향후 혁신학교와 관련된 연구에서는 학생, 교사, 수업, 교육과정, 학교 및 교실 문화, 학교운영시스템 등 다차원적인 변인을 고려하여 종합적인 판단이 이루어져야 할 것이다.
셋째, 학교 규모나 학급당 학생수도 교사가 지각하는 창의적인 교실 문화에 영향을 주는 것으로 나타났는데, 즉 학교 규모나 학급당 학생 수가 적을수록 환경지원 영역이 높게 나타났다. 이는 학급수나 학생수가 소규모일수록 교사들은 환경지원적 측면, 즉 교실 및 학교 공간의 물리적 제공과 교육활동에 대한 학교의 행정적/재정적 지원이 원활히 이루어지고 있다고 인식하는 것으로 보인다.
넷째, 교사의 성별, 직위, 교직 경력에 따라 교사가 지각하는 창의적인 교실 문화에 대한 차이를 보였다. 교사의 직위에 따라서는 부장교사가 일반교사에 비해 실행 영역과 환경지원 영역에서 유의미하게 높게 나타났다. 교직 경력의 경우 16~20년 교직경력 교사의 응답이 실행 영역에서 1~5년이나 15년 경력 교사보다 유의미하게 높게 나타났다. 이는 부장교사의 교직 경력을 고려할 때 이 두 변인 간의 관련성을 예측해 볼 수도 있으며 또한 이를 통해 볼 때 창의성 함양을 위한 교사 연수를 실제로 운영할 때는 교직 경력을 고려한 연수 프로그램을 구성하는 것, 예를 들어 ‘5년 이하 저경력 교사’, ‘6년~15년 경력 교사’, ‘16년~20년 경력 교사’ ‘20년 이상 교직 경력’을 단위로 연수 프로그램을 구분하여 설계하는 것을 고려할 수 있다. 5년 이하 저경력 교사는 교직에 대한 열정이 충만하지만 교육활동에서 학생의 창의성 함양을 어떻게 고려하고 수행할지에 대한 확고한 교육관을 가지지는 못하는 상황이다. 특히 학생 생활 지도 경험과 노하우가 많지 않으므로 학급 운영에서 창의성 함양 교육활동을 효과적으로 해내는 방법에 대한 정보가 더 많이 필요하다. 반면, 20년 이상 고경력 교사는 많은 수업 경험과 학생 지도 경험을 가지고 있지만 일정하게 반복되는 교직 생활 속에서 매너리즘에 빠질 우려가 있다. 이러한 특성을 고려하여 20년 이상의 교사에 대한 연수는 그들이 교직 경험을 통해 쌓아온 전문성을 인정하고, 창의성 교육의 방향을 제시한 후 스스로 창의성 함양 교육활동을 원활하게 할 수 있는 방안을 생산해내도록 하여 교사 효능감을 제고하는 기회로 활용할 필요가 있다.
한편, 본 연구에서 개발한 측정도구는 교사의 창의적인 교실 문화에 대한 진단 목적에 따라 두 가지 측면으로 활용할 수 있다. 첫째, 규준(백분위)을 활용한 전체 교사 집단에서 교사 개인의 위치, 즉 수준을 파악하기 위한 것과 둘째, 교사 스스로 창의적인 교실 문화에 대한 인식 정도를 점검해 볼 수 있는 체크리스트로 활용할 수 있다. 이와 같은 측정도구의 활용도를 제고하기 위해서는 파일이나 온라인 형식으로 단위학교에 보급하고, 진단 및 채점은 웹에서 자동으로 이루어지며 그 결과는 교사가 자신의 강점과 약점을 한눈에 볼 수 있는 표나 그래프와 같은 형태로 제시될 필요가 있다. [그림 Ⅴ-1]은 규준(백분위)을 활용한 결과지 예시 화면이며, [그림 Ⅴ-2]는 지표가중치를 활용한 결과지 예시 화면이다.6)
본 연구의 제한점 및 후속 연구의 방향을 제안하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 개발한 측정도구는 초등학교 교사를 대상으로 타당화하였다. 그러나 학교급에 따른 창의성 신장을 위한 전략, 교수학습 방법 차이 등을 고려해 볼 때, 학교급에 따라 창의적인 교실 문화와 관련된 요인 역시 다를 수 있을 것이다. 따라서 중학교, 고등학교 수준에 적용할 수 있는 도구 개발을 위한 후속 연구도 필요할 것이다. 둘째, 본 연구에서 설정한 하위 요인의 제한점에 대한 추가적인 연구가 필요할 것이다. 본 연구에서는 교사가 지각한 창의적인 교실 문화 측정도구의 영역으로 인식, 실행, 환경지원으로 구분하였으나, 측정영역 및 요인의 타당성이나 요인의 추가 가능성에 대한 후속 연구가 필요할 것이다. 셋째, 창의적인 교실 문화와 학생의 창의성, 교사의 교수행동 등 관련 변인과의 관계 연구를 통해 창의적인 교실 문화의 실제적 효과를 검증할 수 있을 것이다. 또한, 창의적인 교실 문화는 교사 개인 요인은 물론 학교 분위기나 행·재정적 지원 등과 같은 외적 요인과도 관련이 있기 때문에 다양한 요인에 대한 체계적인 연구가 필요하며, 이러한 연구 결과는 초등학교에서의 창의적인 교실 문화 조성에 기여할 수 있을 것이다.
