최근 교사의 자율성이 확대되면서 교사의 역할과 실천적 역량에 관심이 높아진 상황에서 학교교육개혁의 핵심주체는 교사라는 인식이 강해졌다. 국내외 교육학계에서도 교장의 리더십과 함께 교사리더십이 화두가 되고 있으며 교사리더십에 대한 논의가 본격화되고 있다. 본 연구는 교사들이 학교 내 교육활동에서 발휘되는 리더십에 관심을 가지고 계속적인 성장을 이루어나갈 수 있도록 교사리더십 수준을 진단하기 위한 도구를 개발하고자 수행되었다. 이를 위해 교사리더십의 개념과 진단문항 구성을 위한 요인들을 탐색하고, 이를 기초로 교사리더십 진단을 위한 문항을 개발하고자 하였다. 이를 위해 다음과 같이 연구 문제를 설정하였다.
첫째, 교사리더십 진단도구의 구성요인은 어떠한가?
둘째, 교사리더십 진단도구는 타당하고 신뢰로운가?

본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 문헌분석을 통해 교사리더십의 개념과 요소, 특징 등을 탐색하여 교사리더십 진단도구를 위한 모형을 도출하였다. 교사리더십의 개념은 “학교교육의 목표를 달성하기 위해서 교사들이 학교 구성원들과의 상호작용 과정에서 발휘하는 영향력”이라고 정의할 수 있었다. 이어서 선행연구를 통해 여러 학자들이 언급하고 있는 교사리더십의 특징과 요인 등을 탐색하여 이를 다시 김병찬(2019)의 논의를 바탕으로 유사한 속성끼리 범주화하였다. 그의 논의에 따라 교사리더십의 영역을 각각 교사리더십 의식, 교사리더십 역량, 교사리더십 발휘 속성 영역으로 구분하였고, 교사리더십 의식의 하위요소는 주체의식, 책임의식, 자율의식으로, 교사리더십 역량 영역의 하위요소는 이해역량, 소통역량, 촉진역량, 성찰역량, 철학역량으로, 교사리더십 발휘 속성 영역의 하위요소는 목표지향성, 과업주도성, 공동체성, 전문성으로 구성하였으며 이에 대한 실증적인 검토과정을 거쳤다.
둘째, 교사리더십 진단도구의 구성요인을 토대로 교사리더십을 진단하기 위한 구체적인 행동과 인식에 대한 문항은 교사리더십 관련 선행연구를 참고로 하여 작성하였으며 작성한 예비문항에 대해서는 전문가 검토를 통해 내용타당도를 검증하였다. 학계와 학교현장을 잘 아는 학자 또는 현직 교사로 구성된 전문가 패널을 통해 예비문항에 대한 반복적이고 성실한 검토과정이 이루어졌으며 문항이 해당 요인을 잘 설명하고 있는지를 확인하였다. 검토 결과를 반영하여 수정한 예비조사문항은 교사리더십의 3개 영역과 하위 12개 요인에 대한 119개의 문항으로 수정보완하여 선정되었다.
셋째, 내용타당도 검토 후 선정된 예비조사문항을 바탕으로 1차 예비조사를 실시하고, 그 자료를 토대로 문항분석, 탐색적 요인분석을 실시하였다. 검사에 적합한 문항과 그렇지 않은 문항을 선별하기 위한 문항분석과 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 극단적인 평균을 나타내는 문항에 대해서는 교사리더십에 대한 자기보고이므로 높은 평균을 보일 수 있음을 감안하여 탐색적 요인분석에서 다시 살펴보았다. 이외에 왜도와 첨도는 모두 범위 내에 있어 정상분포를 가정한다고 볼 수 있었다. KMO 표본적합성 검정지수는 .794로 나타나 요인분석을 실시하기에 적합한 것으로 나타났다. 유효한 문항을 결정하기 위해 공통성과 요인계수를 살펴보았을 때 요인에 대한 설명량이 적은 문항과 해당 요인을 설명하기에 의미가 적절하지 않다고 여겨지는 문항을 삭제하여 1차 예비조사 분석 결과 77개 문항을 선정하였다.
넷째, 개발된 진단도구의 일반화를 위하여 1차 예비조사 및 분석을 통해 수정된 교사리더십 진단도구로 2차 본조사를 실시하였다. 회수된 자료를 토대로 문항분석, 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 유효한 문항 결정을 위해 공통성과 요인계수를 살펴보았다. KMO 표본적합도는 .958로 나와 요인분석을 실시하기에 좋은 수준으로 판단되었고, 탐색적 요인분석은 주성분 분석 방법과 베리맥스 회전방법을 사용하였다. 12개 요인은 약 69.3%의 누적 분산 설명력을 가지고 있었고 추출된 12개 요인명은 선행연구를 통해 추출한 구성요인명과 측정하는 문항의 내용이 서로 일치하여 적합하였다. 공통성과 요인계수를 살펴보았을 때 설명량이 적은 문항을 삭제하여 결과적으로 55개 문항이 최종 선정되었다.
다섯째, 교사리더십 진단도구의 모형 적합도 검사를 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 모형 적합도 검사는 , /df, RMSEA, TLI, CFI를 고려하여 판단하였으며, 진단문항이 요인의 개념을 잘 반영하고 있는지 확인하기 위하여 비표준화 요인계수, 표준화 요인계수, 표준오차, C.R 등을 살펴보았다. 55개 문항이 1개의 요인으로 구성되어 있다고 가정한 모형 1은 교사리더십 진단도구의 요인을 설명하는 적합한 모형이 아니었다. 55개 문항간의 관계를 설명하는 12개 요인에 대해 측정하는 모형 2와 이들 요인을 설명하는 2차 요인 모형 3은 모형 적합도 검사 결과 수용할만한 정도이긴 하지만 TLI, CFI의 값을 고려하면 우수한 모형은 아니라고 판단하였다. 마지막으로 3개의 영역이 12개의 요인을 설명하고 있는 위계적 2차 모형 4는 합당한 모형이라고 할 수 있는 기준을 모두 확보하여 최종적으로 교사리더십 진단 모형으로 설정하였다. 이 모형의 문항들이 요인을 바르게 측정하고 있는지 확인한 결과로는, 모든 문항들의 표준화 요인계수가 .507~852의 범위를 가지고 있어 Kline(2011)이 제시한 기준에 따라 측정변수들이 잠재요인을 잘 설명하고 있는 것을 확인할 수 있었다. 또한 측정 문항의 유의성을 판단하기 위한 C.R 값도 유의수준 .001에서 통계적으로 유의미하여 모든 측정 문항이 요인의 개념을 잘 반영하고 있는 것으로 나타났다.
마지막으로 확정된 교사리더십 진단도구에 대해 신뢰도를 검토하였다. Cronbach’s α는 .80이상이면 좋은 신뢰도이며, .60이하이면 내적 일관성이 결여된다는 기준(Kline, 2016)으로 신뢰도 확보 여부를 판단하였다. 전체문항과 각 하위요인에 대한 Cronbach’s α를 산출한 결과, 각 하위요인에 대한 Cronbach’s α는 .627~.896으로 나왔고, 전체에 대한 Cronbach’s α는 .970으로 매우 높게 나와, 교사리더십 진단도구의 신뢰도는 전반적으로 높은 것으로 판단되었다.
본 연구에서는 이처럼 선행연구에서 논의되고 있는 교사리더십의 특징 등을 분석하고 김병찬(2019)의 논의를 바탕으로 교사리더십 진단도구의 구성요인을 도출하였으며 확인적 요인분석을 통해 도출한 모형에 대한 적합성을 검증하였다. 이러한 연구과정을 통한 타당도와 신뢰도가 검증된 진단도구를 활용함으로써 교사리더십에 대한 폭넓은 논의가 가능할 것이다. 이러한 실증적인 연구는 앞으로 교사리더십과 관련된 다양한 변인의 양적연구를 통해 보다 풍부하게 교사리더십에 대해 논의될 수 있고 다양한 방법으로의 접근에 의한 분석에도 도움이 될 것이다. 즉 본 연구가 수행한 일련의 연구방법을 통해 구성요인의 완성도를 높이고 진단문항의 적합성을 높임을 통해 국내 교사리더십의 정량적 기반을 보다 강화했다고 볼 수 있다.

With the recent expansion of teacher autonomy, interest in the role
and practical capabilities of teachers has increased, and the perception
that teachers are the core subject of the school education reform has
become stronger. In domestic and foreign educational academia,
teacher leadership along with the principal''s leadership is becoming a
hot topic, and discussions on teacher leadership are getting started.
This study was conducted to develop a tool for diagnosing the level of
teacher leadership so that teachers can continue to grow with interest
in the leadership in educational activities at school. To do so, the
concept of teacher leadership and factors for constructing diagnostic
questions were explored, and based on this, questions for diagnosing
teacher leadership were developed. In order to achieve this purpose,
research questions were set up as follows.
First, what are the constituent factors of the teacher leadership
diagnostic tool?
Second, is the diagnostic tool for teacher leadership valid and
reliable?
The summary of the results of this study is as follows.
First, a model for diagnosing teacher leadership was derived by
exploring the concept, elements, and characteristics of teacher
leadership through literature analysis. The concept of teacher
leadership could be defined as "the influence that teachers exert in the
process of interacting with school members in order to achieve the
goals of school education." Subsequently, through previous studies, the
characteristics and factors of teacher leadership mentioned by various
scholars were explored, and similar attributes were categorized again
based on the discussion of Kim(2019). According to his discussion, the
areas of teacher leadership were divided into teacher leadership
consciousness, teacher leadership capability, and teacher leadership
attribute. The sub-elements of teacher leadership consciousness were
self-consciousness, responsibility, and autonomy, and the sub-elements
of teacher leadership capability were understanding capability,
communication capability, promotion capability, reflection capability,
philosophy capability, and this was confirmed statistically.
Second, specific actions and perceptions for diagnosing teacher
leadership based on the constituent factors of the teacher leadership
diagnosis tool were prepared by referring to previous studies related to
teacher leadership, and for the preliminary questions prepared, the
content validity was verified through expert review. Through a panel
of experts consisting of scholars or incumbent teachers who are
familiar with academia and school sites, a repetitive and sincere
review process of preliminary questions was conducted, and it was
confirmed whether the questions explained the factors. The preliminary
survey questions revised by reflecting the review results were selected
by revising and supplementing the three areas of teacher leadership
consisting of 12 factors and 119 questions.
Third, the first preliminary survey was conducted based on the
preliminary survey questions selected after reviewing the content
validity, and item analysis and exploratory factor analysis were
conducted based on the data. As a result of conducting item analysis
and the exploratory factor analysis to select items suitable for the test
and those that are not, items that showed an extreme average were
reviewed again in exploratory factor analysis considering that they
may showed a high average because they are self-report on teacher
leadership. In addition, both skewness and kurtosis were within the
range, so it could be considered that a normal distribution was
assumed. The KMO sample suitability test index was .794, which was
found to be suitable for factor analysis. When looking at the
commonality factor coefficient to determine a valid question, 77
questions were selected as a result of the first preliminary survey
analysis by deleting questions with little explanation of the factor and
those that were considered inappropriate to explain the factor.
Fourth, for the generalization of this developed diagnostic tool, the
second main survey was conducted with a revised teacher leadership
diagnostic tool through the first preliminary survey and analysis. Item
analysis and exploratory factor analysis were conducted based on the
collected data, and the commonality and factor coefficients were
examined to determine the valid items. The KMO sample suitability
was .958, which was judged to be a good level for performing factor
analysis, and the principal component analysis method and the
varimax rotation method were used for exploratory factor analysis. The
12 factors had a cumulative variance explanatory power of about
69.3%. These extracted 12 factor names were suitable because the
constituent factors extracted through previous studies and the contents
of the items measured were consistent with each other. When looking
at the commonality factor coefficient, 55 items were finally selected as
a result of deleting the items with little explanation.
Fifth, confirmatory factor analysis was conducted to test the model
suitability of the teacher leadership diagnostic tool. The model fit test
was determined by considering /df, RMSEA, TLI, and CFI, and to
confirm whether the diagnostic questions reflect the concept of factors,
the non-standardized factor coefficient, standardization factor
coefficient, standard error, and CR. Model 1, assuming that 55
questions consisted of one factor, was not an appropriate model to
explain the factors of the teacher leadership diagnostic tool. Model 2,
which measures 12 factors explaining the relationship between 55
questions, and model 3, which explains these factors, are acceptable
as a result of the model suitability test, but considering the values of
TLI and CFI, it was judged not to be an excellent model. Finally,
hierarchical secondary model 4, in which three areas explain 12
factors, secured all the criteria that could be called a reasonable model
and finally set it as a teacher leadership diagnostic model. As a result
of checking whether the items in this model are measuring the factors
correctly, the standardization factor coefficient of all items is. Since it
has a range of 507 to 852, it can be confirmed that the measurement
variables explain the potential factors according to the criteria
suggested by Kline(2011). In addition, the C.R value for determining
the significance of the measurement items was also statistically
significant at the significance level .001, indicating that all
measurement items reflect the concept of factors.
Finally, the reliability of the confirmed teacher leadership diagnostic
tool was reviewed. Cronbach''s α is a good reliability if it is .80 or
more, and reliability was determined based on the criterion that
internal consistency is insufficient if it is .60 or less (Kline, 2016). As
a result of calculating Cronbach''s α for all questions and each
sub-factor, Cronbach''s α for each sub-factor was found to be .627-896
and Cronbach''s α for the whole was very high at .970, indicating that
the overall reliability of the teacher leadership diagnostic tool was
high.
In this study, the characteristics of teacher leadership discussed in
previous studies were analyzed, and the constituent factors of teacher
leadership diagnosis tool were derived based on Kim Byung-chan''s
(2019), and the suitability of the model derived through confirmatory
factor analysis was verified. Broad discussions on teacher leadership
will be possible by using diagnostic tools whose validity and reliability
have been verified through this research process. These empirical
studies can be discussed more abundantly through quantitative studies
of various variables related to teacher leadership in the future and
will also help analyze teacher leadership by approaches in various
ways. In other words, the quantitative basis of domestic teacher
leadership was further strengthened by enhancing the completeness of
constituent factors and enhancing the suitability of diagnostic
questions through a series of research methods conducted by this
study.