초등 국어, 수학, 영어 학업 성취에 영향을 미치는 정의적·메타 인지적 변인 탐색¹⁾

선행 연구에 따르면 학업 성취에 영향을 미치는 인지적, 정의적 요인으로 학업적 효능감, 학습 동기, 학습 태도, 학습 전략 등이 있다. 학업적 자기효능감이란, 자신이 성취하고자 하는 목표를 달성하기 위하여 요구되는 능력이나 활동을 적절하게 수행할 수 있는 능력에 대한 개인의 기대와 예측을 수반하는 주관적 판단(Bong & Skaalvik, 2003)이다. 학업적 자기효능감은 개인의 수행과 관련된 다양한 과거의 성공이나 실패 경험이 어떤 과제에 임할 때 자신이 어느 정도 그 과제 수행에서 효율적일 수 있을지를 예측할 수 있게 하며 학업성취도에 긍정적 영향을 미친다(나동진, 신미경, 조인근, 2008; 이수진, 2012; 이현숙, 신진아, 김경희, 2013; Pajares, 1996). 학업적 자기효능감의 하위 요인으로 자신감, 자기조절 효능감, 과제난이도 등이 있는데, 자신감은 학습자가 자신의 학습 능력에 대해 보이는 확신 또는 신념의 정도를 말하고, 자기조절 효능감은 개인이 자기관찰, 자기판단, 자기반응과 같은 자기조절적 기제를 잘 수행할 수 있는가에 대한 효능 기대를 말하며, 과제난이도는 자신이 통제하고 도전적인 과제를 선택하는 과정을 말한다(김아영, 박인영, 2001).

학습 동기 역시 학업성취도에 영향을 주는 주요 요인이다(박현정, 2008; 안도희, 최혜림, 2012; 정기수, 2011; 한영숙 외, 2007; Moore, 2003). 학습은 의식적이고 의도적인 활동이 요구 되는 능동적인 과정이기 때문에, 개인의 활동을 일어나게 하고 유지하며 이러한 활동으로 하 여금 어떤 목표를 지향하도록 하는 내부적인 원인이 필요하다. 학습 동기는 학습 의도, 기대, 흥미 등의 형식으로 나타나며, 과제 선택, 과제 해결을 위한 노력, 학습을 지속하게 하는 인내심 등에 영향을 미쳐서 학습을 촉진한다(Pintrich & Schunk, 2002). 대체로 학습 동기가 높은 학생들은 학습에 대한 태도도 긍정적이며, 학업성취도가 높고, 전반적으로 학교생활에도 만 족하는 것으로 보고되고 있다(Arbona, 2000). 학습 동기와 학업성취도의 정적인 상관관계는 .4에서 .6정도로 매우 높은 편이며, 대표적인 학습 동기로 자기효능감, 목표 설정, 귀인 양식 등이 연구되고 있다(김아영, 2003).

학습 태도는 학습자의 학습 경험을 통해 형성되는 인지적, 정서적, 행동적 반응 경향성으로 (권향순, 2007, p. 36) 개인의 학습 경험을 통해 내면화되어 지속적으로 나타나는 학습과 관련 된 행위 양식이다. 허인숙, 유준상(2004)은 주어진 과제를 학습하기 위해 학습자가 교사의 지시에 응하고 교재에 주목하는 행동을 학습 태도로 보았고, 고장완, 김현진, 김명숙(2011)은 학습경험의 한 요소로서 능동적인 학습 태도를 정의하였다. 학습 태도는 학업성취도와 학교생 활 만족도를 강화하는 데 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났고, 지각된 교사의 태도는 학습 태도와 학교생활 만족도에 직접적인 영향을 미치며, 학습 태도를 매개로 학업성취도와 학 교생활 만족도에 간접적인 영향도 주는 것으로 나타났다(강명희, 유영란, 유지원, 2014). 영어 학습 태도와 관련하여 김은영(2006)과 이미옥(2009)은 영어 학습 태도가 학업성취도와 정적인 상관관계가 있다고 하였다. 즉 영어 학습 태도가 긍정적인 집단은 태도가 그렇지 못한 집 단보다 성취도가 높았다고 제시하였다.

학습 전략은 지각된 목적과 수단에 관련되어 학습자가 지식과 기술을 습득하기 위해 주도 하는 행동과 과정이다(Zimmerman & Martinez-Pons, 1986). 학습 전략은 학업성취도를 잘 예측하는 변인으로서 학업성취도가 높은 학습자일수록 학습 전략을 일관성 있게 더 자주 사용하며, 일반적으로 여학생이 남학생에 비해 학습 전략의 사용이 높은 양상을 보인다고 했으나(Zimmerman & Martinez-Pons, 1986; Wolters & Pintrich, 1998), 현장의 실증적인 연구에 서는 성별에 따른 일관된 결과를 보고하고 있지 않다. 연구자들은 학습 동기나 학습 전략이 비교적 낮거나 부적응적 유형을 가지는 학생일수록 학습부진을 경험하게 될 확률이 높다고 한다(오상철 외, 2010; 황매향 외, 2012; Carr, Borkowski, & Maxwell, 1991) 학업 장면에서 무기력한 학생들(helpless children)을 대상으로 한 Diener & Dweck(1978), Dweck & Reppucci(1973)의 연구 결과에 따르면, 이와 같은 학생들은 효과적인 학습 전략을 사용하는 데 어려움을 겪으며 학습부진의 경험으로 인해 낮은 자기효능감, 부적절한 귀인 양식을 소유하게 된다고 하였다. 또한 목표를 지속하거나 어려운 과제를 끈기 있게 사용하는 능력이 떨어지며(Carr, Borkowski, & Maxwell, 1991), 특히 복잡한 과제에서 적절한 학습 전략을 사용하지 못하고 과제에서 요구하는 사항을 과소평가하는 경향이 있다고 한다(Anderson & Jennings, 1980; Piontkowski & Calfee, 1979).

동기와 자기효능감, 그리고 학습 전략의 관계를 종합적으로 살펴본 이경희, 김지연(2014)에 따르면, 정서 조절과 유사한 학업적 동기와 학습 태도는 학습 전략과 자기효능감을 통해 학업성취도에 간접적인 영향을 미치며, 학업적 자기효능감은 학습 전략을 통해 학업 성취에 간접적인 영향을 미친다고 볼 수 있다. 학업적 자기효능감과 학습 동기, 학업적 자기효능감과 수업 만족도, 학습 동기와 수업 만족도의 순서로 정적인 상관관계가 있다. 학습 전략을 세울 때 자기효능감과 학습 동기를 향상시키기 위한 전략이 필요한데, 이러한 전략은 학습자의 인구 학적 특성에 따라 요인별로 차이가 나타났기 때문에 학습자의 인구학적 특성을 반영할 수 있는 방향으로 수립되어야 한다. 특히, 학업적 자기효능감의 중요성을 강조하고 이러한 학업적 자기효능감이 다양한 학습 관련 변인에 대한 근원 요인이 될 수 있다는 연구가 많다. 신민희 (2009)와 신회덕(2007)은 자기효능감이 개인이 처한 도전적인 문제 상황에 적극적으로 대처하여 문제해결과정을 효과적으로 수행할 수 있는 능력을 예측하는 주요 변인이라고 하였으며, Bandura(1977)은 자기효능감이 높은 학습자는 자신의 발전과 지식의 증가와 같은 내적인 동 기(학습 동기)를 가지고 학습에 참여한다고 하였다. 이 외에도 학업적 자기효능감은 수업에 대한 집중도와 참여도, 교과에 대한 흥미와 가치, 과제 수행에 대한 인식 등에도 영향을 미친다(나동진, 신미경, 조인근, 2008; 이수진 2012; 이현숙, 신진아, 김경희, 2013; 차정은 외, 2012). 박아청(2002)과 김동일 외(2010) 연구에서도 높은 자기효능감은 분석적 사고나 학문적 수행과 같은 인지적 능력 수행에 대한 확신에 영향을 준다고 주장하였다. 그럼으로 학업적 자기효능감은 정서 및 인지적 과정 간에 주요한 역할을 하는 변인이 될 수 있다(김희수, 2004).

학업성취도에 영향을 미치는 요인들을 연구한 문헌들에 근거하여 본 연구에서는 학업적 자기효능감을 학습 동기 및 학습 태도, 학습 전략에 주요하게 영향을 미치는 근원 변인으로 설 정하였으며 이러한 학습 동기, 학습 태도 및 전략 또한 학업성취도에 영향을 주는 경로를 기초로 하는 이론 모형을 수립하였다. 더하여서 학업적 자기효능감과 학업성취도 간에 직접적인 인과관계가 성립한다는 것을 확인하였기 때문에 자기효능감에서 학습 동기, 학습 태도 및 학습 전략을 거쳐 학업성취도로 이어지는 간접효과 즉 학습 동기, 학습 태도 및 학습 전략이 매개변인으로서의 역할을 수행하는 구조 모형을 설정하였다.

학업성취도에 영향을 미치는 또 다른 맥락 요인으로 자기주도적 학습, 방과후학습, 학원 학습, 부모의 지지 및 교우 관계가 있다. 자기주도적 학습은 학습에 대한 욕구, 학습에 성공할 수 있다는 느낌, 학습이 필요하다는 자각, 학습에 대한 기대, 또는 학습해야 한다는 의무감과 관련이 깊다. 학습 상황에서의 자기효능감, 다시 말해 학업적 자기효능감이 높은 사람은 도전 적이고 구체적인 목표를 설정하고 이를 성취하기 위해 주의와 행동의 방향을 결정한다 (Latham & Locke, 1991). 자기주도성과 자기효능감을 비교하자면, 자기주도성이 주로 개인의 가치관이나 태도, 성향과 관련된 것이라면 자기효능감은 동기와 관련되어 있다. 자기주도성과 자기효능감은 모두 개인의 정의적 영역에 속하는 것으로 학습에서의 감성과 정서, 의지의 중요성을 잘 보여준다(임병노, 2011). 자기주도 학습과 동기의 관련에 대해서 송경애(2006)는 자기 결정 동기가 높을수록 자기주도 학습 준비도가 높다고 보고하였다. 이는 동기와 자기주도 학습 준비도의 정적인 관계를 밝힌 유귀옥(1997)과 이채식(1998)의 연구 결과를 뒷받침한다.

허은영, 유현실(2012)은 사교육의 영향을 통제한 상태에서 방과 후 주요한 학습 활동인 방 과후학교, 학교 숙제, 공용 온라인 학습 자료 등의 다양한 방과 후 학습 활동 시간이 학업 성취에 주는 상대적 영향을 확인하였다. 그 결과 국어, 영어, 수학, 사회, 과학의 모든 교과에 있어서 학교 숙제 활동 시간이 길수록 기초학력 수준에 도달할 가능성이 커지는 것으로 나타났다. 또한 ‘한국교육종단연구’의 3년차 자료를 바탕으로 분석한 우명숙, 이수정(2010)에서는 방과후학교 참여가 중학교 학생들의 학업성취도 향상 및 사교육비 감소에 긍정적 영향을 주며, 방과후학교 운영의 충실성 정도가 학생들의 학업성취도 향상과 사교육비 경감에 효과적이라고 보고한다.

학생의 학업 성적을 높이기 위해 우리나라 학부모들이 가장 많이 선택하는 것은 사교육이다. 학원 학습이 학습 성과 및 정의적 영역에 미치는 영향에 대한 연구 결과는 다음과 같다. 초등학생의 학원 수강, 학습 동기, 그리고 학업성취도 간에 정적인 상관이 있고, 학원 수강 기간이 길수록 자기조절효능감이 높고 과제 도전 수준이 높은 경향을 보이며, 학업 성취를 예측하는 데 있어서도 학원 수강 변인보다는 학습 동기 변인이 학업 성취를 더 잘 예측한다(김영미, 김아영, 1998). 한편 학원 수강 여부가 학습 태도와 학습 기술 또는 학습 전략 면에서 긍정적인 영향을 미친다는 연구(이윤정, 이유나, 이상수, 2012)에서는 학원 교육을 받은 학생 들이 자기관리, 수업 참여, 과제 해결, 시험 치기 그리고 정보 처리 영역에서 학원 교육을 받 지 않은 학생보다 통계적으로 유의미하게 높은 점수를 받는다고 보고하며, 이는 학원 교육이 공교육과는 달리 상대적으로 스스로 학습 내용을 재구조화하고 자기조절적인 학습을 할 수 있는 기회를 더 제공함으로써 학습 기술의 발달을 유도하기 때문이라고 설명하였다.

학생들이 경험하는 인간관계는 학업 성취에 영향을 미치고, 원만한 교우 관계는 학생의 자 아존중감 발달과 잠재력 발휘에 긍정적인 영향을 미친다(김경식, 이현철, 2010). 그런데 초등학교의 학습부진아는 일반 학생보다 교우 관계에서 어려움을 겪으며, 일반 학생의 경우 학년이 올라갈수록 교우 관계가 좋아지나 학습부진아의 경우 교우 관계에서 계속해서 어려움을 겪는다(이규경, 이대식, 2010). 교우 관계가 원만하여 인기가 많은 초등학생은 그렇지 않은 학생보다 국어 교과에서 높은 성취를 보이기도 한다(박은경, 2000). 또한 국가 수준 학업성취도 평가에서는 학교생활 행복도를 교우 관계, 심리적 안정감 등으로 측정하여 학습 태도나 학업 성취가 학교 생활 행복도에 유의한 영향을 미친다는 점을 밝히고 있다(시기자 외, 2014).

과학 학습에 있어서 부모가 자녀의 의견을 존중하고 자녀의 학습에 필요한 정보를 제공해 준다고 지각할수록 학생들은 학습 자체가 주는 만족을 중시하는 내적 동기 수준이 높아지고, 교과에서 부여하는 과제를 가치 있게 여기는 과제 가치와 교과에 대해 자신감을 갖게 되는 자기효능감이 높아지는 것으로 나타났다(서지혜, 우애자, 2009). 또한 같은 연구에서 학습에 대해 부모가 자녀의 의견을 존중하고 자녀의 학습에 필요한 정보를 제공해 준다고 지각할수록, 학생들은 피상적 학습 전략의 사용이 줄어들고, 새로운 학습 내용을 기존의 지식 체계와 통합하여 분석하는 심층적 학습 전략과 적합한 인지 전략을 선택하고 적용하는 초인지 학습 전략 수준이 높아지는 것으로 나타났다(서지혜, 우애자, 2009). 이러한 결과에 따르면 부모의 학습 지지와 양육 태도가 자녀의 자기효능감, 동기, 학습 태도와 학습 전략 모두에 중요한 의미를 지닌다고 볼 수 있는데, 문은식, 김충희(2003)가 보고한 부모의 학습 지원 행동이 초, 중 학생의 숙달 목표와 학업 효능감, 그리고 학업 성취와 유의미한 정적 상관을 보인다는 연구와 종합해 보면 자녀의 학습과 관련하여 부모 요인은 본 연구에서 살펴보고자 하는 모든 변인에 대해 중요한 요인으로 작용하고 있음을 알 수 있다. 학업성취도와 관련된 정의·메타 인지적 특성 요인과 기타 교육 맥락 변인이 포함된 본 연구의 최종 이론모형은 다음 [그림 1]과 같다.

그림 1. 학업성취도에 영향을 미치는 교육 맥락 변인의 구조모형

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본 연구에서는 총 12개 초등학교의 4학년과 6학년 학생 1,792명을 대상으로 초등 국어, 수 학, 영어 학업 성취에 영향을 미치는 정의·메타 인지적 변인을 탐색하였다. 연구 대상 학생 들은 정의·메타 인지적 변인 탐색을 위한 설문 조사와 학업 성취를 측정하기 위한 교육과정 이수 진단 검사에 참여하였다.²⁾ 설문 조사 및 교육과정 이수 진단 검사에 참여한 학생 수는 1,792명이고, 한 학생이 국어, 수학, 영어 세 개 교과 검사지 중 한 교과의 검사에만 응시하되 학급 단위로 동일한 교과에 응시하도록 하였다. 응시 교과와 학급은 학교에서 자율적으로 지 정하였다. 설문 조사 및 검사는 2015년 9월 21일~10월 8일 사이에 실시되었다. 교과별 교육 과정 이수 진단 검사 및 설문 참여 학생 수는 다음과 같다.

다음 <표 6>과 <표 7>에서는 학업성취도에 영향을 미치는 교육 관련 변인의 구조관계 분석에서 사용된 모든 변인의 기술통계 결과를 제시하고 있다.

일반적으로 정의적·인지적 요인의 평균값은 3점에서 4점 사이에 분포해 있고 표준편차는 1.00 미만으로 학생 간 편차가 그리 크지 않다는 것을 알 수 있었다. 교육과정의 학습량과 난 이도는 모든 학년과 교과에서 3점 미만으로 나타나 교육과정의 학습량이 많다거나 난이도가 높다고 느끼는 경우는 많지 않은 것을 확인하였다. 다만 교육과정의 양과 난이도의 경우 표준 편차가 1.00 이상이므로 학생 간 편차가 상대적으로 크게 존재할 수도 있다는 점에 주의해야 할 것이다. 학습 프로그램 참여의 경우 학원이나 과외 수업을 통해 공부하는 학생의 빈도가 모든 학년과 교과에 걸쳐 제일 많은 것으로 나타났다. 그 외 방과후학습, 자기주도학습 그리고 가족과 함께 공부하는 학생은 전체 학생의 30% 정도(또는 그 미만)로 학원·과외 학습보다 상대적으로 적었다. 즉, 초등학교 학생의 주요 학습 방법은 학원·과외 학습임을 알 수 있다. 고학년으로 갈수록 학원·과외 학습 그리고 자기 주도적 학습을 하는 학생이 많아지는 반면 고학년의 경우 가족 지원 학습과 방과후학습은 저학년보다 줄어드는 것으로 나타났다.

먼저 학생의 정의적·인지적 구인의 일차원성, 즉 설문 도구의 타당성을 확인하기 위하여 해당 4가지 정의·메타 인지적 요인에 대한 신뢰도 분석 및 확인적 요인분석을 수행하였다. 다음 표는 학년별 그리고 교과별 구인의 신뢰도 결과이다.

정의적·메타 인지적 구인별 전체 신뢰도의 경우 전 학년과 모든 교과에서 .80 이상으로 매우 높게 나타났으며 학년별, 교과별로 개별적인 정의적·메타 인지적 구인들의 신뢰도 범위는 .70에서 .87이었다. 이러한 결과는 해당 구인의 응답이 전반적으로 일관되게 측정되어졌음을 의미한다. [그림 2]에서는 구인의 일차원성을 확인하기 위한 확인적 요인분석 모형을 제시하였고 해당 모형이 자료를 잘 설명하는지 검증하기 위한 적합도 결과는 <표 9>에 제시하였다.³⁾

그림 2. 확인적 요인분석 모형

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<표 9>에서 보듯이 4학년 국어 교과와 영어 교과의 경우 카이제곱검증 결과가 채택되어 모 형이 오차 없이 자료를 설명하는 것을 알 수 있으며 CFI와 TLI는 .96에서 .99로 1.00에 가까우며 RMSEA와 SRMR도 .05보다 작아 Hu & Bentler(1999)가 제시한 우수한 적합도 기준에 부합하는 것으로 나타났다. 그 외 4학년 수학 교과와 6학년 모든 교과에서 확인적 분석 모형의 카이제곱 검증은 기각되었으나 CFI와 TLI는 모두 .90 이상 RMSEA는 .08 이하 그리고 SRMR 도 .05이하의 측정값들을 제시하고 있어 해당 확인적 모형이 자료를 적절하게 설명하고 있다는 것을 확인하였다. 또한, 모든 요인부하량(계수)이 .05 수준에서 유의미하였으며 표준계수가 .60 이상의 추정값을 얻는 것으로 나타났다. 이와 같이 신뢰도 분석과 요인 분석을 통하여 정의적·메타 인지적 학습 구인들의 일차원성이 확인되었으며 이에 근거하여 해당 구인들의 문항 평균으로 각각 묶음하여(parceling) 학습구조관계 모형을 분석하였다([그림 1] 참조).