고등학생 학습몰입척도 개발 및 타당화¹⁾

Csikzsentmihalyi(1965)는 예술가나 과학자와 같이 창조적인 일을 하는 사람들 중에서 높은 수준의 성취를 이룬 사람들이 자신들의 일을 어떤 다른 것을 얻기 위한 수단으로 삼지 않고, 그 자체의 즐거움을 얻기 위해 일을 하는 것을 몰입의 개념으로 정의하였다. 몰입 상태에서는 행위자가 의식적으로 개입할 필요가 없는 내적인 논리에 따라서 행동이 연결되며, 행위자는 자기 행동을 조절할 수 있으며, 그 상태에서 자아와 주변 환경 자극과 반응 및 시간적 구분이 없어진다고 보았다(Csikszentmihalyi, 1975; 1990). 또한 이런 경험을 자기목적적 경험으로 정의하였다.

몰입의 개념과 관련된 선행연구를 살펴보면, 먼저 Murphy(1977)는 몰입경험의 특징들을 제시하였는데 한정된 자극에 주의집중, 자아의식의 불식 상태를 초래하는 완전한 몰입, 불안감이나 제약의 불식, 시공간의 초월, 인지력의 상승, 즐거움 등 6가지 요소를 제안하였다. 또한, 몰입상태는 자신의 기량 수준이 주어진 환경적 조건과 균형 있는 조화를 이룰 때 발생 가능성이 높다고 보았으며, 몰입의 보편적 전제조건으로 두 가지를 제시하였다. 첫째, 무엇인가 할 것이 있고, 둘째, 그것을 할 수 있다는 것을 개인이 인식하는 것이다. 이를 보다 구체적으로 설명하자면, 몰입이 발생하기 위한 첫 번째 조건은 일반적으로 한 개인이 달성하고자 노력할 수 있는 분명한 목표와 그 개인이 얼마나 잘 하고 있는가에 대한 분명한 송환(feedback)이 필요하며 송환이 있을 때 몰입이 발생한다고 한다.(한성열, 1995). LeFevre(1988)는 몰입이란 개인의 활동 중 평균 수준을 넘어서는 기능에 대한 도전의 균형적 비율로 정의하였고, Massimini 와 Carli(1988)는 몰입을 각 개인의 평균 수준을 넘어서는 균형적인 기능과 도전으로 정의하였다. Ellis, Voelkl와 Morris(1994)는 도전과 기능이 동일한 상황의 결과인 최적 경험으로 몰입을 정의하며, 도전과 기능이 동등하게 지각되는 상황은 긍정적인 감정과 높은 수준의 각성과 내적인 동기화와 지각된 자유와 같은 몰입의 지표들이 나타나는 것을 촉진시킨다고 하였다.

이처럼 몰입의 정의는 학자들의 관심 영역에 따라 매우 다양한 측면에서 개념적·조작적으로 정의되고, 단일차원의 개념이 아니라 다차원적 개념임을 알 수 있다. 그리고 여러 연구자들에 의해 정의된 몰입의 개념을 정리해 보면, 몰입은 활동 자체가 목적이고 그 활동 자체에 만족을 느끼며 완전히 몰두하게 만들고, 이는 내재적으로 동기화된 상태이며, 경험 자체가 재미있고 즐거운 상태라고 정의할 수 있다.

학습몰입은 학습상황에서 그 활동에 완전히 빠져들어 주변상황이나 시간의 흐름을 의식하지 못하고, 자의식도 잊어버려 즐거움이 수반되는 감정 상태를 의미한다. 학습몰입을 측정함에 있어 먼저 몰입을 상태로 정의하느냐 혹은 조건, 상태, 결과 등을 모두 포함하여 정의하느냐 차이로 인해, 몰입 측정에 있어서 혼재된 양상을 보인다. 국내 연구를 통한 학습 몰입에 대한 다른 정의를 살펴본다면, 학습자가 학습에 온전히 흡수된 상태(이은주, 2001), 학습상황과 활동에서 주변의 상황과 자신의 자의식을 인지하지 못할 정도로 재미와 즐거움에 빠진상태(석임복, 2007), 마지막으로, 학습상황에서 즐거움을 유지한 채 빠져있는 상태(이지혜, 2009) 등의 정의가 있다. 이는 내재적 즐거움으로 동기화 된 상태로 과제에 몰두한다는 기존 몰입의 정의와 다르지 않으나 학습상태에서 학습자가 학습목표를 향해 몰두하는 점에서 그 차이가 있다.

몰입척도 구성과 관련된 선행연구를 살펴보면, 몰입척도 구성 방법은 크게 두 가지 양상으로 나눌 수 있다. 첫째, 몰입을 조건, 상태, 결과가 융합된 개념으로 정의하여 다차원적 개념이라고 보고 몰입의 구성개념을 Csikszentmihalyi(1975, 1990)가 제안한 몰입에 대한 개념적 틀을 통해 9가지 특성 하나하나를 하위요인으로 설정하여 각 하위요인에 해당하는 문항을 개발하는 방식이다(김나현, 2005; 김아영, 이채희, 최기연, 2008; 김희정, 2012; 박근수, 2007; 석임복, 2007; 이미나, 2011; 이은주, 2001; 이태정, 2004; 이화선, 2010; Jackson & Marsh, 1996). 둘째, Csikszentmihalyi(1990)가 제시한 몰입의 9하위요인을 요인별로 나누지 않고 몰입이라는 단일구인을 측정하는 문항을 개발하는 방식, 즉 몰입을 단일구인으로 보는 관점이다. Mundell(2000)과 Quinn(2005)은 선행요인, 상태요인, 결과요인으로 나누고 상태요인만을 척도로 구성하였다. 이미나(2011)와 이화선(2010)도 9가지 하위요인들을 조건요인과 경험요인으로 나누기도 하였다. 이는 몰입의 9가지 하위요인을 몰입에 영향을 미치는 선행요인과 몰입경험의 현상, 몰입의 결과로 일어나는 주관적인 경험으로 나누어 보는 것이 타당하다는 Mundell(2000)과 Quinn(2005)의 연구결과에 영향을 받았다고 보인다. 대부분의 몰입척도는 Jackson과 Marsh(1996)는 몰입상황에 따라 수정·보완한 몰입상태척도(Flow State Scale) 문항을 개발하였다. 이상의 선행연구들을 통해 기존의 몰입상태척도(Flow State Scale) 문항 구성 방향을 정리하면, 대부분의 척도구성을 9가지 하위요인으로 설정하여 개발하였지만, 최근에는 9가지 하위요인 중 일부 하위요인을 삭제하거 합하여 7요인, 5요인, 4요인, 3요인 등으로 설정한 연구들(김진호, 2003; 김영재, 2010; 손영수, 최만식, 문익서, 2002; 이태정, 2004)도 등장하였다.

한편, 몰입의 정도를 측정할 수 있는 기존의 척도들은 일상생활, 스포츠 및 온라인 환경에서 몰입 정도를 측정할 수 있는 척도(이옥진, 김미예, 2013; 정용각, 2004; Jackson & Marsh, 1996), 교수몰입 척도(김아영, 이채희, 최기연, 2008; 송주연, 2014), 수업몰입 척도(김종환, 2008), 일몰입 척도(박근수, 2007; 김아영 외, 2010), 여가몰입 척도(김영재, 2010; 김우경, 김용준, 2012), 게임몰입 척도(최인수, 이채호, 2009), 유아 놀이몰입 척도(나은숙, 2013) 등이 있다. 이와 더불어 실제로 학습 상황에서 그들만의 독특한 변화를 경험하고 있는 우리 청소년들의 학습몰입 경험을 보다 구체적이고 심도 있게 이해할 수 있는 객관적으로 측정할 수 있는 도구 또한 요구된다.

본 연구에서는 이상의 선행연구를 바탕으로 학습몰입 하위요인들에 대한 명칭과 개념을 조작적으로 정의하고, 그에 걸맞은 구체적인 측정문항 예시를 구안하였다. 본 연구에서 제시한 몰입의 초기문항 형성 및 내용타당도 및 안면타당도의 근거를 제시하면 <표 Ⅱ-1>과 같다.

본 연구에서는 선행연구(임인재, 김신영, 박현정, 2003; 탁진국, 2007; Cohen et al., 1988,; DeVellis, 2003; Kim & Eves, 2012; Likert, 1969)를 종합하여 학습몰입척도 개발과정을 설정하였다. 첫째, 학습몰입척도의 구인들을 정의하고 문항을 형성하는 과정이다. 구인을 정의하기 위해 문헌분석을 실시하였고, 문항총합을 위해 선행연구고찰, 기초조사 및 집단면접을 실시하였다. 둘째, 학습몰입척도 개발단계로서 내용타당도와 안면타당도를 기반으로 한 문항적절성을 검토하고, 예비조사를 통한 문항분석과 신뢰도 검증을 실시하였다. 셋째, 개발된 학습몰입척도에 대한 타당화 과정을 거쳐 학습몰입척도를 확정하였다.

학생들의 학습몰입에 대한 실제적인 몰입경험을 수집하기 위해 개방형 기초조사 설문을 실시하였다. 개방형 기초조사 설문의 대상자는 특수목적고등학교에 재학 중인 1, 2학년생을 대상으로 하였다. 몰입은 자신의 능력에 대한 인식이 중간 정도 이상일 경우에 발생할 수 있기에(Csikszentmihalyi, 1990) 학습몰입에 대한 경험이 있다고 판단되는 특수목적고등학교 학생을 대상으로 선정하였다. 개방형 기초조사 설문 대상자는 특수목적고등학교 학생 110명이었고, 모두 성실하게 응답하여 110명의 자료가 분석에 모두 활용되었다. 집단면접 대상자는 개방형 기초조사 설문 대상자 중에서 몰입에 관한 심리적 묘사가 뛰어난 학생이라고 판단된 남, 여 학생 15명으로 한정하였다. 개방형 기초조사 및 집단면접 대상자의 일반적 배경은 <표 Ⅲ-1>과 같다.

개발된 학습몰입척도 시안의 내용타당도 검증을 위해 전문가 집단을 선정하였다. 전문가 집단은 교육 및 평가 전문가인 교수 1명, 교육학 박사학위 소지자 3명, 교육학 박사수료 2명, 고등학교 교사 4명(석사학위 소지자) 등 총 10명을 선정하였다. 그리고 표적 집단으로서 안면타당도 검증하는 대상자 110명을 선정하였고, 이들의 일반적 배경은 <표 Ⅲ-2>와 같다.

학습몰입 구성요인 탐색을 위한 예비조사에는 고등학교 1, 2, 3학년 540명을 대상으로 유층표집 방식으로 표집하였다. 예비조사를 위해 00광역시에 소재한 고등학교 중에서 학교유형, 설립유형, 구성원 유형 등을 고려하여 18개 고등학교를 표집하였다. 18개 고등학교 학생 540명에게 예비조사를 실시하였으며, 이 중 불성실하게 응답하였거나 잘못된 방법으로 표기한 29명을 제외한 511명의 자료가 통계적 분석에 사용되었다.

또한 본조사에서도 학교유형, 설립유형, 구성원 유형 등을 고려하여 18개 고등학교를 표집하였다. 학생들의 배경변인으로는 성, 학년, 학교유형 등이 조사되었고 구체적인 내용은 <표 Ⅲ-3>과 같다. 이 중 불성실하게 응답하였거나 잘못된 방법으로 표기한 3명을 제외한 237명의 자료가 통계적 분석에 사용되었다.

우리나라 중등학교 학생들이 학습몰입에 대해 어떤 개념을 갖고 있는지 그 개념과 행동특성을 다양하게 수집하기 위해 개방형 질문지를 사용하였다. 개방형 질문지의 문항은 학습몰입에 관한 선행연구(박근수, 2007; 송주연, 2014)에 대해 미리 검토하고 관련 전공자들의 의견을 수렴하여 제작하였다. 설문에 참여한 고등학생들이 학습몰입의 개념이 익숙하지 않을 것을 고려하여 조작적 정의가 포함된 질문을 제시하였다. 질문에 제시된 문항을 다음과 같다. ‘공부할 때 분명한 목표를 설정하여 단계별로 무엇을 해야 하는지 정확하게 아는 것’, ‘공부할 때 목표에 맞게 수행되고 있는지 판단하고 조정하는 것’, ‘공부할 때 적정 수준의 학습과제를 해결할 수 있는 능력을 갖추고 있음을 지각하는 것’에 대한 내용이다. 본 질문지에 대한 응답 소요시간은 대략 10분 이내이다.

개방형 기초조사에는 응답자의 간략한 ①인적사항, ②일주일 이내 가장 몰입하였던 교과, 이유, 학습몰입에 대한 다른 표현, ③학습몰입을 하게 된 상황과 조건의 표현, ④학습몰입 경험 자체에 대한 표현, ⑤학습몰입 경험 직후의 정서에 대한 표현 등이 포함되었다.

개방형 기초조사를 바탕으로 학습몰입 측정문항 개발을 위한 집단면접 설문지를 개발하였다. 면접 2일 전에 학습몰입의 조작적 정의와 대표적 측정문항 예시를 제시하여 학습몰입에 대한 이해를 제고하고 자신의 학습몰입 관련 경험에 대해 충분히 인식한 후 면접에 임하도록 유도하였다. 학습몰입 집단면접 설문지는 <표 Ⅲ-4>와 같다.

본 연구에서 사용된 학습몰입척도는 본 연구에서 개발된 학습몰입척도이다. 이 척도는 9개 구성요인에 총 30개 문항으로 구성되었으며, 리커트 척도(①=전형 그렇지 않다, ②=대체로 그렇지 않다, ③=보통이다, ④=대체로 그렇다, ⑤=매우 그렇다)로 개발되었다.

학습몰입척도의 개발 및 타당화를 위해서 먼저, 예비검사의 적절성 여부를 판단하기 위해 측정 및 평가 전문가 6인, 고등학교 교사 4인 등 10인을 대상으로 내용타당도 검증을 받았다. 표적집단이라고 할 수 있는 110명의 고등학생들을 대상으로 안면타당도 검증을 실시하였다. 예비조사 자료를 바탕으로 문항의 적절성 여부를 판단하기 위해 문항평균, 표준편차, 변별도, Cramer’s V, 탐색적 요인분석 등을 검토하였다.

본조사를 바탕으로 구성된 학습몰입 척도의 타당도와 적합성을 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 이론적 배경에서 언급된 학습몰입 척도의 1차 요인을 설명할 수 있는 정의적 영역과 인지적 영역의 고차요인모형을 확인하기 위해 2차 확인적 요인분석을 실시하였다.

개방형 기초조사와 집단면접을 실시한 결과 학습몰입의 하위 구성개념으로 ‘시간의 변형된 느낌’, ‘자기목적적 경험’, ‘뚜렷한 목표의식’, ‘과제에 대한 집중’, ‘자의식의 상실’ 등의 빈도순으로 나타났다. 아울러 ‘도전과 기능의 균형’, ‘즉각적 피드백’, ‘통제감’, ‘행동과 인식의 일치’ 등의 하위요인을 진술하는 내용이 일부 표현되어 그 실재를 확인할 수 있었다.

위와 같은 개방형 기초조사 및 집단면접 절차를 통해 학습몰입에 대한 215개의 진술문을 도출하였다. 이를 바탕으로 본 연구자가 내용적 유사성이 큰 진술문을 통합하고 행동 진술문의 형태로 재구성하는 정련과정을 통해 61개의 학습몰입 측정문항으로 축약하였다.

표적 집단의 적절성 평정점수와 전문가 집단의 적절성 의견이 대체로 비슷하게 나타났다. 그러나 ‘명확한 목표의식’ 하위요인에서 ‘나는 내가 이루고자 하는 것을 알고 있다’는 전문가 집단의 의견으로 명확한 목표의식보다 너무 광범위하기 때문에 제외시키기로 합의를 보았다. ‘즉각적 피드백’ 하위요인에서는 ‘나는 내가 제대로 공부하고 있다고 느낀다’는 낮은 적절성 평점(3.64)이었지만 중요한 문항이라는 데 의견이 일치되어 하위요인을 구성하는 문항으로 포함시켰다. ‘도전과 기능’ 하위요인에서는 ‘나의 능력은 새로운 내용을 완전히 이해하기에 충분하다’도 낮은 적절성 평점(3.78)이었지만 중요한 문항이라는 데 의견이 일치되어 하위요인의 문항으로 포함시켰다. ‘과제에 대한 집중’ 하위요인에서는 ‘나는 공부하는 동안 많은 잡념이 떠오른다(역문항)’는 낮은 적절성 평점(3.45)이었지만 중요한 문항이라는 데 의견이 일치되어 하위요인의 문항으로 포함시켰다. ‘행위와 인식의 일치’ 하위요인에서는 ‘공부는 누가 시켜서 하는 것이 아니라 내 스스로 필요하다고 여긴다’는 문항은 높은 적절성 평점(4.29)이었지만 ‘행위와 인식의 일치’하위 영역에 적합하지 않은 문항이라는 데 의견이 일치되어 하위요인의 문항에서 제외시켰다. ‘자의식의 상실’ 하위요인, ‘시간의 변형된 느낌’ 하위요인, ‘자기목적적’ 하위요인에서는 대체로 높은 적절성 평점의 문항과 전문가들의 의견이 일치되었다. 그러나 ‘통제감’ 하위요인에서 ‘나는 종종 내 의지보다는 공부에 끌려 다닌다는 느낌을 받을 때가 있다(역문항)’는 낮은 적절성 평점(3.16)이었지만 중요한 문항이라는 데 의견이 일치되어 하위요인의 문항으로 포함시켰다.

개방형 기초조사, 적용집단 면접, 내용타당도, 안면타당도 등을 통해 수정된 검사도구의 사전분석을 실시하기 위해 예비조사를 실시하였다. 예비조사는 본 검사에 앞서 검사도구 문항의 오류를 탐색하고 본 설문과정에서 발생할 수 있는 여러 가지 잠재적 문제들을 미리 확인하는 데 그 목적이 있다. 예비조사 단계에서의 표본은 편의표집을 통해 작거나 중간 정도의 자료를 수집하는데, 보통 문항 당 5명 정도의 표본 크기이면 적당하다는 Netemeyer, Bearden & Sharma(2003)의 권고에 따라 540명을 대상으로 예비조사를 실시하였다.

학습몰입척도를 제작하기 위한 예비검사는 9개 하위요인으로 총 50문항으로 구성되었으며, 예비조사 결과를 바탕으로 문항의 적절성 여부를 판단하기 위해 문항분석을 실시하였다. 우선 각 문항의 평균, 표준편차, 변별도, Cramer’s V 등을 기준으로 문항 적절성 여부를 판단하였다. 문항분석 결과 문항의 평균이 지나치게 크거나(M>4.0) 작으면서(M<2.0) 동시에 표준편차가 너무 크거나(SD>2.0) 너무 작은 경우(SD<0.5)에 해당되는 1개 문항(V6: 평균 1.97), 변별도가 낮은 1개 문항(V8: 변별도 .028, Cramer’s V= .188 < .250)을 제거하였다. 이런 문항은 편포된 상태로 수렴되어 변별력이 떨어지거나, 응답범위가 너무 넓어서 적중력이 떨어지는 것을 의미하기 때문이다.

탐색적 요인분석이란 학습몰입척도 구성문항에 내재되어있는 요인구조를 알아내기 위한 것으로 본 연구에서는 48개 문항으로 공통요인분석을 실시하였다.

최대우도법으로 추정하여 공통요인분석을 한 후 공통성을 살펴본 결과 공통분(h²)이 아주 낮은 1개 문항(v22)을 제외시키고, 47개 문항으로 다시 탐색적 요인분석을 실시하였다. 그리고 본 분석에서는 고유치 1을 기준으로 요인을 추출했을 때 7개의 요인으로 추출되어 학습몰입의 이론적 구조와 적합하지 않았다. 그리고 여러 요인에 중복적재(cross-loading)되는 문항 15개 문항(v7, v14, v15, v17, v23, v28, v29, v30, v34, v36, v37, v38, v42, v46, v47)을 제외시키고 추출할 요인의 수를 9개로 고정시키고 다시 요인분석을 실시하였다.

일부 요인들은 최초 예상대로 하나의 요인으로 묶였으나(예; 자기목적적 경험) 일부 문항들은 예상과는 달리 여러 요인에 흩어지는 결과가 나타났다. 이는 각각의 하위요인에 속하는 문항들이 정확하게 각 하위요인을 설명해주지 못하거나 요인들끼리 의미가 유사한 문항들이 포함되어 있었기 때문이라고 해석된다. 특히 ‘명확한 목표의식’ 요인의 문항과 ‘즉각적인 피드백’ 요인의 문항이 한 요인(V10, V1, V11, V2, V19)으로 묶였지만 이론적 배경에 터하여 각기 다른 요인으로 분리하여 확정하였다. 또한 ‘도전과 기능의 균형’ 요인에 V48, V26이 묶이었지만 이론적 배경에 터하여 V48은 ‘자의식의 상실’ 요인에, V26은 통제감’ 요인에 소속시켰다. ‘시간의 변형된 느낌’에 V41이, ‘자의식의 상실’ 요인에 V40이 묶이었지만, 이러한 문항도 이론적 배경에 준하여 V41은 ‘행동과 의식의 일치’ 요인에, V40은 ‘과제에 대한 집중’ 요인에 소속시켰다.

여러 요인에 중복적재(cross-loading)되는 문항을 제외시키는 한편 이론적 배경을 바탕으로 한 문항선별 과정을 거치면서 최종적으로 2개 문항을 제외시키고 30개 문항을 학습몰입척도로 구성하였다.

확정된 요인 및 문항으로 ‘명확한 목표의식’ 요인에 V1, V10, V19, ‘즉각적인 피드백’ 요인에 V2, V11, V20, ‘도전과 기능의 균형’ 요인에 V3, V12, V39, ‘과제에 대한 집중’ 요인에 V4, V13, V31, ‘행동과 의식의 일치’ 요인에 V5, V32, V41, ‘자의식의 상실’ 요인에 V24, V33, V48, ‘시간의 변형된 느낌’ 요인에 V16, V25, V43, V49, ‘통제감’ 요인에 V26, V35, V44, ‘자기목적적 경험’ 요인에 V9, V18, V27, V45, V50 등 총 30개 문항이 확정되었다.

학습몰입척도를 타당화하기 위한 본조사는 30개 문항의 학습몰입척도, 4개 문항의 학생 개인적인 사항 및 성적으로 구성되어 있고, 240명을 대상으로 실시하였다.

먼저 학습몰입척도 전체 및 각 하위요인들의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 산출하였다. 학습몰입척도의 전체 평균은 3.12, 표준편차는 .70 왜도는 -.28, 첨도는 .19, α =.93로 나타났다. 각 하위요인의 기술통계치(평균, 표준편차, 왜도, 첨도)는 명확한 목표의식(3.35, .89, -.33, -.22), 도전과 기능의 균형(3.48, .78, -.38, .13), 즉각적인 피드백(3.31, .89, -39, -.22), 통제감(3.30, .90, -.33, -.19), 시간감각의 왜곡(3.23, .92, -27, -.26), 자기목적적 경험(2.30, .89, -13, -33), 과제에 대한 집중(2.98, .75, -.02, -.06), 행동과 의식의 일치(2.85, .83, -.05, -.11), 자의식의 상실(2.60, .90, .19, -.41) 등으로 나타났다.

탐색적 요인분석 결과의 적합성을 판단하기 위해 <표 Ⅳ-1>처럼 확인적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석은 요인의 구성 및 패턴의 발견에 있다면, 확인적 요인분석은 요인의 구성 및 패턴의 검증에 있다. 즉 확인적 요인분석은 연구자가 구인의 이론적 구조에 대한 확신이 있을 때 실시한다.

한편, 학습몰입 구성개념 하위요인인 명확한 목표의식(clear goals)은 cg, 즉각적인 피드백(immediate feedback)은 if, 도전과 기능의 균형(challenge-skill balance)은 cs, 과제에 대한 집중(concentration on the task at hand)은 ct, 행위와 인식의 일치(merging of action and awareness)는 am, 자의식의 상실(loss of self-consciousness)은 ls, 시간의 변형된 느낌(altered sense of time)은 at, 통제감(sense of control)은 sc, 자기목적적 경험(autotelic experience)은 ae로 표기한다. 그리고 학습몰입 구성개념의 인지적 영역(cognitive domain)은 cd, 정의적 영역(affective domain)은 ad로 표기한다.

확인적 요인분석 후 모형의 적합도는 대체로 만족스럽게 나타났지만, <표 Ⅳ-1>확인적 요인분석 결과 중 ‘도전과 기능의 균형’ 과 ‘과제에 대한 집중’의 AVE(평균분산추출)가 수준이하(.50)로 나타났다. 따라서 수정지수(MI)를 확인하여 모형을 수정하니 <표 Ⅳ-2>처럼 적합도가 개선되고, AVE도 평균이상으로 만족스럽게 나타났다.

수정 후 최종 학습몰입척도는 <표 Ⅳ-3>과 같다.

구인타당도란 내적 구조에 기초한 근거라고도 하며, 그 검사가 측정하고자 하는 어떤 특성의 개념이나 이론과 관련된다(김석우, 2015). 본 연구에서는 구인타당도를 평가하기 위해 수렴타당도 및 판별타당도 평가하였다.

수렴타당도(convergent validity)는 ‘동일 구인을 측정하는 다중의 척도가 어느 정도 일치하는가?’와 관련된다. 그리고 다음과 같은 세 가지 방법에 의해 평가된다. 첫째, 특정 요인에 대한 요인부하량이 높아야 하고(표준화요인부하량 .5이상), 통계적으로 유의미한 수준(C.R.값 2.0이상)이어야 한다. 둘째, AVE값을 추출하여 그 값이 .5이상이어야 한다. 셋째, 개념신뢰도 분석으로 그 값이 .7이상이어야 한다.

<표 Ⅳ-1>에서 보듯, 학습몰입척도의 모든 하위요인들의 표준화 요인부하량이 모두 .5이상으로 통계적으로 유의미하게 나타났다(C.R.> 2.0). 또한 AVE값은 학습몰입척도에 대하여 하위요인이 설명할 수 있는 분산의 크기를 의미한다. 본 연구에서는 Hair 외(2014)가 제안한 공식에 따라 학습몰입척도에 대한 AVE값을 분석한 결과, .506∼.573으로 9개 하위요인 모두 AVE의 기준치인 .50을 상회하였다. 개념신뢰도는 0.6∼0.7 수준이면 수용가능하다고 판단한다. 학습몰입척도 9 하위요인의 개념신뢰도는 .747∼.833수준으로 높은 신뢰수준을 지니는 것으로 분석되었다.

판별 타당도(discriminant validity)이란 서로 다른 개념들 간에서는 그 측정치에도 확실한 차이가 있어야 함을 의미한다(배병렬, 2009). <표 Ⅳ-4>은 최종 학습몰입척도의 요인 간 상관계수 행렬을 나타낸다. 위에서 언급한 것처럼 엄격한 방법으로 평균분산추출(AVE) 값이 외생 개념들 간의 상관계수의 제곱값(Φ²)을 상회하면 즉, AVE>Φ²이면 판별타당도가 있다고 본다. 모든 요인에서 AVE>Φ²로 나타나 판별타당도가 검증되었고, 따라서 모든 요인이 적합하게 추출되었다고 결론내릴 수 있다.

최종 학습몰입척도는 9요인 30개 문항으로 개발되었는데 이는 9개 요인으로 구성된 1차 요인모형이라 할 수 있다. 그런데 9개 하위요인으로 나타난 연구결과를 단순명료하게 제시하기 위해 고차 확인적 요인분석을 실시하였다. Hair 외(2014)에 따르면 고차 요인분석 모형의 적합도가 안정적이고, 개념적으로 후행변수의 예측력을 지니고 있으면 고차 요인분석이 이론검증에 효과적이다. 즉, 이론적 논의에서 언급된 것처럼 학습몰입은 인지적 영역의 학습몰입과 정의적 영역의 학습몰입이 통합된 구성개념이라고 할 수 있다. 따라서 본 연구에서 개발된 학습몰입척도가 인지적 영역과 정의적 영역으로 구분될 수 있는지를 검증하기 위해 2차 확인적 요인분석을 실시하였다. 따라서 본 연구에서는 2차 CFA를 실시하였고 그 결과는 [그림 Ⅳ-1]과 같다.

그림 Ⅳ-1. 2차 요인분석 모형

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[그림 Ⅳ-1] 에서 보듯, 인지적 영역(CD)에‘명확한 목표의식’ 요인(cg), ‘즉각적인 피드백’ 요인(if), ‘도전과 기능의 균형’ 요인(cs), ‘행위와 의식의 일치’ 요인(am), ‘통제감’ 요인(sc)등 5개 하위요인이 포함되어 있으며, 정의적 영역(AD)에‘과제에 대한 집중’ 요인(ct), ‘자의식의 상실’ 요인(ls), ‘시간의 변형된 느낌’ 요인(at),‘자기목적적 경험’ 요인(ae) 등 4개 하위요인이 포함되어 있다.

학습몰입척도의 2차 요인모형은 [그림 Ⅳ-1]과 같고 모형의 적합도는 <표 Ⅳ-4>에 나타나 있다. 모형의 적합도를 나타내는 χ²=1617.708(df=394, p=.000), χ²/df=4.106 CFI=.907, TLI=.898, RMSEA=.063으로 나타나 적합한 것으로 나타났다.

2차 요인분석 결과는 <표 Ⅳ-6>에 나타난 바와 같다. 2개 요인의 Cronbach’s α계수와 개념 신뢰도는 모두 권장 수준인 .70이상으로 높게 나타났으며, AVE값도 .50이상으로 적합한 것으로 여겨진다.