서론
최근 우리나라 아동의 낮은 삶의 만족도에 대한 언급이 지속적으로 이루어지고 있다(Korea Institute for Health and Social Affairs [KIHSA], 2013; Lim, 2015). 일례로 한국보건사회연구원의 조사결과, 우리나라 아동의 삶의 만족도는 10점 만점에 평균 6.10점 수준으로 OECD 30개 국가 중 최하위에 머무르는 것으로 보고된다(KIHSA, 2013). 이에 학계를 비롯한 다양한 교육 및 복지현장에서는 심각한 우려의 목소리와 함께 작금의 상황을 개선해 나가기 위한 나름의 노력을 기울이고 있는 추세이다(S. Y. Kim, 2015; B. J. Lee, Son, & Kim, 2015). 이 연구 또한 동일한 문제의식을 토대로, 우리나라 아동의 삶의 만족도를 예측하는 주 요인인 학업, 특히 학교수업에 대한 적응(B. J. Lee et al., 2015; Statistics Korea, 2014)에 주목하였다.
학교수업적응이란 학교수업에 흥미를 갖고 수업내용을 이해하며 수업상황에서 유발되는 스트레스에 건전하게 대처하는 것을 말한다(Kang & Han, 2015; Yu & Lee, 2014). 아동종합실태조사의 자료를 분석한 M. S. Kim (2015)에 따르면, 우리나라 아동이 경험하는 숙제나 성적 등과 관련한 학업스트레스는 OECD 30개 국가 중 가장 높은 수준인 반면, 학교생활에서의 만족도는 하위 5번째인 것으로 나타났다. 더욱이 아동의 학교수업부적응과 관련된 문제는 지속적인 증가 추세로 확인되고 있는 바(KIHSA, 2013), 실로 우려되는 상황이 아닐 수 없다. 수업에 대한 적응수준은 전반적인 학교생활적응을 예측하는 가장 핵심적인 지표로써(H. Park, 2014), 학교수업에서 부적응을 경험하는 아동일수록 높은 학업스트레스 및 낮은 학업성취를 경험할 가능성이 높아진다(Koo & Kim, 2014). 더욱이 수업부적응은 학교중도탈락으로 연결되거나(S. H. Jeong, 2007; S. R. Lee, 2001), 우울, 비행, 자살사고 증가 등 심각한 정신건강의 문제로까지 확대될 수 있는 만큼(B. J. Lee et al., 2015; Y. J. Moon & Jwa, 2008), 아동의 학교수업적응을 돕기 위한 노력의 필요성이 절실히 요구된다. 이에 본 연구에서는 학교수업적응에 영향을 미치는 요인 및 요인 간 관계구조를 탐색하여, 학교수업적응을 지원하기 위한 중재방안 모색에 활용될 수 있는 기초자료를 마련하고자 하였다.
선행연구의 경향을 살펴보면, 학교수업적응은 크게 개인 변인과 관계 및 환경변인으로 설명되는 양상을 보인다. 구체적으로 개인변인의 경우 심리적 특성에 해당하는 자아개념, 자아존중감, 자기효능감, 자아탄력성, 비합리적 신념 및 스트레스 대처능력(K. I. Choi, 2012; H. Jung & Lee, 2009; I. T. Kim & Heo, 2004; E. Kim & Kim, 2013; Y. S. Lee, 2004; H. S. Lee & Bang, 2012; Yu & Lee, 2014), 성격적 특성인 성실성, 안정감, 자의식(J. H. Kim, 2006; Yoo & Synn; 2013), 인성적 특성으로 반사회성 및 우울성향(K. I. Choi, 2012; J. W. Choi & Park, 2011) 등이 아동의 학교수업적응에 영향을 미치는 것으로 보고된다. 관계 및 환경변인으로는 또래관계 및 또래애착(Cha & Kim, 2015; T. Jung, 2015; Yu & Lee, 2014), 부모의 성취압력과 의사소통유형, 간섭적 양육태도 및 사회경제적 수준(Cha & Kim, 2015; T. Jung, 2015; Y. J. Kwon & Kim, 2011; Yu & Lee, 2014) 등이 학교수업적응에 영향을 미치는 요인으로 지적되고 있다. 그 가운데 특히 본 연구에서는 보다 통합적이고 근본적인 접근을 위해, 자아와 관련된 다양한 측면을 아우르는 심리 내적 기제인 자아강도(S. Y. Kim & Choi, 2013a; Markstrom & Marshall, 2007)를 고찰하였다.
자아강도란 자아기능의 세기로, 현실에서의 적응 및 원활한 수행과 관련된 탄력성과 주도성, 그리고 자신에 대한 긍정적 인식과 이를 토대로 사회적인 상황에서 자신의 능력을 적절히 발휘하는 유능성과 사회성을 아우르는, 자아의 통합적인 기능으로 설명된다(S. Y. Kim & Choi, 2013b; S. Y. Kim & Park, 2013). 자아강도는 아동 · 청소년의 학교생활 및 학교수업에 대한 적응을 강력하게 예측하는 요인으로 보고되고 있는데, 자아강도가 강할수록 학교수업에 보다 적응적이며(Chai & Lee, 2011; S. Y. Kim & Choi, 2013a; S. Y. Kim & Park, 2013; Markstrom, Li, Blackshire, & Wilfong, 2005), 약한 자아강도는 학교수업부적응 및 비행행동과 관련이 있는 것으로 확인되고 있다(Chai & Lee, 2011; H. K. Kwon & Lee, 2004). 이에 아동의 적응을 돕기 위해 자아강도를 직접적으로 강화시키려는 중재 또한 꾸준히 실행되고 있으나, 대부분 놀이치료(H. M. Jung, 2010), 모래놀이치료(J. Y. Park, 2011; S. H. Park, 2013), 미술치료(Sung, 2012) 등의 특수 매체를 사용한 심리상담 및 치료적 접근에 국한되기 때문에, 소수를 대상으로 긴 시간을 통한 집중적인 접근을 꾀해야 한다는 점에서 예방적 차원의 개입을 구상하기에는 한계가 따른다(S. Y. Kim, 2015). 이상의 측면에서 자아강도가 어떠한 기제로 학교수업적응에 영향을 미치는 것인지에 대한 구체적인 정보를 얻을 수 있다면, 보다 효율적이고 효과적인 개입전략을 모색할 수 있을 것으로 생각되는 바, 유관변인으로 실패내성과 수행불안을 함께 살펴보았다.
실패내성이란 아동이 학업상황에서 실패를 경험하게 될 때, 이에 대해 건설적인 태도로 반응하는 경향성을 의미한다(B. H. Park, Youk, & Kim, 2013). 실패에 대한 내성이 높을 수록 실패경험 후 부정적인 감정을 적게 느끼며, 적극적 · 구체적이고 현실적인 방법으로 이를 극복하고자 행동하고, 보다 높은 난이도의 과제를 선호하는 것으로 보고된다(E. Kim & Kim, 2013). 실패내성과 학교수업적응의 관계와 관련해서 E. Kim과 Kim (2013)은 중학생을 대상으로 한 연구에서 실패내성이 높을수록 학교수업에 높은 흥미수준을 보인다고 주장하였으며, Y. H. Kim과 Kang (2008), S. H. Park (2009) 역시 실패내성이 높을수록 학교수업에 적응적임을 강조하였다. 인지, 정서, 행동적 측면을 포함하여 학교수업적응에 영향을 미치는 요인으로 거론되는 실패내성은 앞서 제시한 자아강도와도 유의한관계가 있음이 보고되었는데, Freeman (2001), Kirsch, Lubart와 Houssemand (2015)는 자아강도가 강할수록 실패상황에서도 높은 내성을 보이며, 자신에게 이를 극복할만한 자원이 있다는 믿음을 바탕으로 창의적이고 효과적으로 실패상황에서 적절히 대처해나간다고 지적하였다. 즉 자아강도가 강할수록 실패내성이 높아지며(Kirsch et al., 2015), 실패내성이 높을수록 학교수업적응 수준이 높아진다(S. H. Park, 2009)는 주장들은 각 변인 간 직접적 영향관계 외에 매개적 관계 또한 존재할 가능성을 시사한다. 그러나 아직까지 국내에서 자아강도가 실패내성에 미치는 영향을 밝힌 연구를 찾아보기 어렵고, 세 변인 간 관계를 함께 살펴본 경우 또한 보고되고 있지 않는 바, 이에 대한 실증적 검증이 이루어질 필요가 있다.
한편, 수행불안이란 학교수업상황에서 다른 사람들이 지켜보는 가운데 과제 등을 수행하면서 경험하게 되는 불안을 의미하는 것으로(Bögels & Mansell, 2004; H. S. Moon & Oh, 2002), 수행불안 수준이 높을수록 다양한 수행과제를 요하는 학교수업에 부적응적인것으로 보고된다(S. K Jeong, 2010; M. S. Kim, 2001; Machell, Blalock, Kashdan, & Yuen, 2016; Y. H. Park, 2005). 그런데 수행불안 역시 자아강도의 영향을 받는 것으로 확인되고 있다. Woo와 Oei (2006)는 자아강도가 강할수록 정서적 안정성을 토대로 학교수업을 비롯한 사회적 상황에서의 불안 수준이 낮게 나타난다고 주장하였으며, Nilly와 Jennifer (2002)도 동일한 맥락에서 자아가 충실하게 기능하지 못할수록 높은 수행불안을 보인다고 언급하였다. 요컨대 자아강도가 수행불안에, 그리고 수행불안은 학교수업적응에 영향을 미치는 관계구조를 통해, 수행불안이 자아강도와 학교수업적응을 매개할 가능성을 추론해 볼 수 있다. 그러나 이 역시 각각의 단편적 관계를 확인한 결과가 보고될 뿐 매개효과를 직접적으로 검증한 연구는 찾아보기 어렵다. 따라서 이 연구에서는 자아강도가 학교수업적응에 미치는 영향을 실패내성과 수행불안이 각각 매개할 것이라는 가설을 세우고, 이를 검증하고자 하였다.
그런데 선행연구에 따르면, 가설적 매개변인으로 설정한 실패내성은 시험불안에 영향을 미치는 것으로 보고된다. 실패상황에서의 부정적 대처양식 및 비관적 사고패턴이 수행불안을 야기한다는 것으로(King, McInerney, & Watkins, 2012), 국내의 연구에서도 실패내성이 높을수록 학교상황의 발표수행능력을 비롯한 수업의 다양한 수행상황에서 경험하는 불안수준이 낮아지는 것으로 일관되게 보고되고 있다(H. S. Jung, 2014; S. H. Lee & Ha, 2009; Yoo & Synn, 2013).
종합적으로 추론하면, 자아강도, 실패내성 및 수행불안은 아동의 학교수업적응에 영향을 미치는 변인으로, 다음과 같은 유기적 관계를 가정할 수 있다. 첫째, 자아강도가 학교수업적응에 미치는 영향을 실패내성이 매개할 것이다. 둘째, 자아강도가 학교수업적응에 미치는 영향을 수행불안이 매개할 것이다. 셋째, 자아강도가 수행불안에 미치는 영향을 실패내성이 매개하며, 실패내성이 학교수업적응에 미치는 영향을 수행불안이 매개할 것이다. 이상의 관계가 성립된다면 자아강도가 실패내성과 수행불안의 이중매개로 학교수업적응에 영향을 미치는 복합매개구조를 예측해 볼 수 있다. 이를 가설적 연구모형으로 제시하면 Figure 1과 같다.
아동을 대상으로 한 자아강도 관련 연구는 아직 미진한 수준이며, 학교수업적응과 자아강도, 실패내성 및 수행불안 간 일차적 관계에 대한 연구에서 나아가 통합적 관계구조를 살피는 시도 역시 드물다. 이를 고려할 때, 다소 복잡하기는 하나 이상의 모형 검증을 통해 자아강도가 어떠한 경로로 학교수업적응에 영향을 미치는지 밝히는 과정은, 자아강도 강화를 통한 학교수업적응 지원을 위한 보다 전략적이고 효율적인 중재 방안 마련에 있어 의미 있는 일이 될 것이다.
한편, 연구변인과 관련한 다수의 선행연구에서 공통적으로 성차에 대해 언급하고 있다. 특히 자아강도(S. Y. Kim & Choi, 2013a; S. J. Kim & Kim, 2015), 실패내성(S. H. Park, 2009)과 수행불안(Cho & Choi, 2014; Hart, 2016)에 대해서는 성차가 존재하는 것으로 일관되게 보고되고 있으며, 학교수업적응과 관련해서는 성차가 존재한다(Jang, Kim, & Song, 2014; S. C. Kim & Kwak, 2011)와 존재하지 않는다(S. J. Kim & Kim, 2015; Y. S. Lee, 2004)는 결과가 상이하게 제시되고 있다. 특히 S. J. Kim과 Kim (2015)은 성별에 따라 자아기능의 한 부분인 자아탄력성과 학교수업적응의 관계 경로에 있어 성별에 따른 차이가 확인된다고 보고하는 등, 성별에 따른 경로의 차이 가능성이 시사된다. 따라서 본 연구에서는 모형검증에 앞서 예비분석으로 변인별 성차 유무를 확인하고, 유의한 차이가 확인될 경우 성별을 구분하여 각각의 관계모형을 탐색하고자 하였다.
그리고 예방적 차원의 개입에 보다 초점을 두어, 아동기에서 청소년기로 넘어가는 과도기적 단계인 초등학교 6학년을 연구대상으로 선정하고 관계모형에 대한 검증을 시도하였다. 초등학교 6학년은 중학교 진학을 앞두고 본격적으로 학업의 중요성이 강조되며, 수업적응이 학교생활 전반에 미치는 영향이 눈에 띄게 증가하는 시기이다. 실제로 S. Kim과 Hong (2011)의 연구에서도 초등학교 고학년에 접어들면서 학교수업적응에 대한 스트레스가 급격히 증가하는 양상이 확인되었다. 중학교 이후의 과중한 학업을 충실히 수행해 나가기 위한 준비단계에 해당하는 초등학교 6학년의 학교수업에 대한 적응능력을 향상시키고 긍정적 태도와 자세를 형성할 수 있도록 돕는 것은, 중학교 이후 학업 스트레스로 인한 학교부적응 및 이차적인 심리, 정서, 행동 문제의 발생을 예방하기 위한 차원에서도 의미 있을 것이다.
정리하면 이 연구의 목적은 학교수업적응을 강력하게 예측하는 자아강도의 경로를 탐색하여, 초등학교 6학년 아동의 학교수업적응 지원에 기여할 수 있는 기초자료를 마련하는 것이다. 이를 위해 실패내성과 수행불안을 매개변인으로 설정하여 변인 간 관계를 모형화하고, 장기간의 개입을 요하는 자아강도의 특성을 보완할 수 있는 효과적 중재방안을 모색하고자 하였다. 이상의 내용을 포함하는 연구문제는 다음과 같다.
연구방법
연구대상
서울, 경기도, 충청도 지역의 초등학교 6학년 아동을 대상으로 질문지 조사를 실시하였다. 562명의 자료가 수집되었으며, 이중 불성실하게 응답한 자료, 예를 들어 척도별로 10% 이상의 무응답이 확인되거나 모든 질문에 동일하게 응답한 경우를 제외한 533명의 자료를 분석하였다. 성별은 남학생 255명(47.8%), 여학생 278명(52.2%)의 분포를 보였다.
연구도구
자아강도
S. Y. Kim과 Park (2013)이 개발한 아동 자아강도 척도(Ego Strength Scale for Children [ESS-C])를 사용하였다. 유능성, 주도성, 탄력성, 사회성의 4요인, 총 26문항으로, “나는 의지가 강하다”, “나는 어디에 가든지 금방 적응한다”와 같은 내용으로 구성되어있다. Likert식 5점 척도로 총점은 26-130점의 분포가 가능하며 총점이 높을수록 자아강도가 강한 것을 의미한다. Cronbach’s α는 .92로 신뢰할 수 있는 수준임이 확인되었다.
실패내성
학업상황에서의 실패경험에 대해 건설적인 태도로 반응하는 경향성인 실패내성을 측정하기 위해 A. Kim (2002)이 개발한 실패내성 측정 문항을 사용하였다. 총 18문항으로 “학교에서 나쁜 성적을 받으면 틀린 것을 공부해서 다시 풀어본다”, “나쁜 점수를 받으면 마음을 잡고 열심히 공부하려고 결심하곤 한다”와 같은 내용으로 구성 되어 있다. Likert식 5점 척도로 총점은 18-90점의 분포가 가능하며, 총점이 높을수록 실패내성이 높은 긍정적 상태를 의미하는 이 척도의 Cronbach’s α는 .89로 나타났다.
수행불안
Beidel, Turner와 Moris (1995), 그리고 LaGreca와 Stone (1993)의 아동용 불안척도를 기초로 H. S. Moon과 Oh (2002)가 한국 실정에 맞게 타당화한 수행불안 측정문항을 사용하였다. 총 10문항의 Likert식 5점 척도로 “수업시간에 발표를 하거나 큰 소리로 책을 읽어야 할 때면 긴장 한다”, “나는 너무 겁이 나서 수업시간에 질문을 잘 못한다”와 같은 내용으로 구성되어 있다. 총점은 10-50점의 분포가 가능하며, 총점이 높을수록 수행불안이 높은 것을 의미한다. Cronbach’s α는 .91로 확인되었다.
학교수업적응
A. Kim (2002)이 아동의 학교수업적응을 측정하기 위해 고안한 5문항을 사용하였다. “나는 수업시간에 배우는 것들에 흥미가 있다”, “수업시간에 공부하는 내용이 유익하다고 생각한다”와 같은 내용으로 구성되어 있는 Likert식 5점 척도로, 총점은 5-25점의 분포가 가능하다. 총점이 높을수록 학교수업에 적응하고 있음을 의미하는 이 척도의 Cronbach’s α는 .76으로 나타났다.
연구절차
편의표집 방법으로 서울과 경기도, 충청도 지역의 초등학교에 전화로 연구의 목적과 취지, 방법을 설명하였으며, 지역별로 1곳씩, 총 3개교에서 연구 참여에 동의하였다. 서울, 경기 지역의 조사는 연구자가 보조연구자와 함께 직접 학교를 방문하여 실시하고, 충청지역은 우편을 통해 설문지를 보내고 회수하는 방식으로 진행하였다. 설문을 실시하기 전, 학생들에게 연구의 목적과 방법, 자발적 참여와 중도포기 가능, 자료의 사용범위 등에 대해 이해할 수 있도록 설명하였으며, 동의한 학생들을 대상으로 조사를 진행하였다. 충청지역의 경우 연구에 참여하는 학교의 담임교사들에게 오리엔테이션 자료를 통해 조사의 목적과 방법, 유의사항 등을 구체적으로 설명함으로써 연구자가 직접 실시한 상황과 동일한 환경이 되도록 하였다.
자료분석
수집된 자료는 SPSS 20.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 20.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용하여 분석하였다. 연구대상의 인구통계학적 특성을 알아보기 위해 빈도분석을 실시하고, 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위해 문항 간 내적 합치도 계수인 Cronbach’s α를 산출하였다. 문항분석 및 탐색적 요인 분석을 통해 문항의 타당성을 확인하고, 다변인정규분포성에 대한 가정 여부의 검증을 위해 변인별 왜도와 첨도를 확인하였다. 그리고 연구문제 해결을 위해 t검정, Pearson적률상관관계 분석, 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 적용한 구조방정식 모델링 및 다중집단분석을 진행하였다. 이때 단일 요인인 실패내성, 수행불안 및 학교수업적응 변인의 지표변수는 문항꾸러미(item parcels)를 제작하여 사용하였으며, 모형검증은 2단계 접근법으로 측정모형 확인과 구조회귀모형 추정의 순서로 진행하였다. 모형의 적합도는 RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), CFI (Comparative Fit Index), TLI (Tucker-Lewis Index)를 통해 검증하였으며, 부트스트랩 절차(Bootstrapping)를 통해 .05수준에서 간접효과 경로에 대한 유의성 검증을 실시하였다.
연구결과
성별에 따른 차이검증 및 변인 간 상관관계 검증
변인 간 관계 모형 탐색에 앞서, 각 변인에 대한 성차 및 전제 조건 검토를 위한 차이검증과 상관관계분석 결과를 살펴보면 Table 1, Table 2와 같다. 먼저 성별에 따라 아동의 자아강도, 실패내성, 수행불안 및 학교수업적응에 차이가 있는지 살펴 본 결과, Table 1과 같이 자아강도, 실패내성 및 수행불안 변인에서 유의한 차이가 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 자아강도는 남학생 3.72 (SD = .55), 여학생 3.61 (SD = .65)로 남학생이 유의하게 높았으며(t = 2.21, p < .05), 실패내성 역시 남학생 3.11 (SD = .82), 여학생 2.86 (SD = .83)으로 남학생이 높았다(t = 3.58, p < .001). 그리고 수행불안은 남학생 2.22 (SD = .87), 여학생 2.53 (SD = .97)으로 여학생이 유의하게 높은 수준으로 확인되었다(t = -3.80, p < .001). 따라서 이후의 분석은 성별을 구분하여 실시하였다.
다음으로 변인 간 관계성 여부 및 다중공선성 진단을 위해, 성별에 따른 변인 간 상관관계를 분석하고 분산팽창지수(Variance Inflation Factor [VIF])를 산출한 결과, 모든 변인 간 유의한 상관이 확인되었다. 그리고 분산팽창지수는 5 이하의 적절한 수준(남학생: 1.32-1.47; 여학생: 1.18-1.76)으로 검증되었다. 상관관계 결과를 세세히 살펴보면, 자아강도와 실패내성은 유의한 정적상관(남학생: r = .48; 여학생: r = .62), 자아강도와 수행불안은 유의한 부적상관(남학생: r = -.32; 여학생: r= -.39), 자아강도와 학교수업적응은 유의한 정적상관(남학생: r= .55; 여학생: r = .70)이 있는 것으로 확인되었다(p < .001). 다음으로 실패내성은 수행불안과 유의한 부적 상관(남학생: r = -.33; 여학생: r = -.30), 실패내성과 학교수업적응은 유의한 정적상관(남학생: r = .67; 여학생: r = .73)이 있으며(p < .001), 마지막으로 수행불안과 학교수업적응은 유의한 부적상관(남학생: r = -.23; 여학생: r = -.32)이 있는 것으로 검증되었다(p < .001). 즉 남·여학생 모두 자아강도가 강할수록 실패내성과 학교수업적응 수준이 높아지며 수행불안은 감소되고, 실패내성이 높을수록 수행불안은 낮아지며 학교수업적응 수준이 향상되는 것으로 볼 수 있다. 또한 수행불안 수준이 낮을수록 학교수업적응 수준은 향상되는 것으로 확인되었다. 이상의 결과는 다음단계의 경로분석에서 간접효과의 유의성이 확인될 경우 매개효과가 성립될 수 있음을 시사하는 것으로, 이후 가설에 따른 구조방정식모형검증을 통해 변인 간 관계를 탐색하였다.
자아강도, 실패내성 및 수행불안이 학교수업적응에 미치는 영향에 관한 구조방정식모형 탐색
측정모형의 검증
Kline (2011)이 제안한 2단계 접근법으로 먼저 확인적 요인 분석을 통해 측정모형을 검증한 결과(Table 3 참조), 남학생의 모형적합도 지수는, χ2 = 145.99 (df = 56), χ2/df = 2.61, CFI = .95, TLI = .93, RMSEA = .08, 여학생의 모형적합도 지수는 χ2 = 131.46 (df = 56), χ2/df = 2.35, CFI = .97, TLI = .96, RMSEA = .07로 확인되었다. 일반적으로 χ2/df는 3 이하, CFI와 TLI는 .90 이상, RMSEA는 .10 이하일 때 양호한 수준으로 볼 수 있다(Hong, 2000; Kline, 2011). 다음으로 수렴타당도 검증을 위해 지표변수에 대한 잠재변수의 요인부하량이 .50 이상인지 확인한 결과, 남학생은 .63 이상, 여학생은 .62 이상으로 모두 기준을 충족하였다. 변별타당도를 확인하기 위해 살펴본 잠재변수들 간의 상관계수 역시 남학생 .79 이하, 여학생 .80 이하로 r이 .85 이하 (p < .05)일 때 각각의 잠재변수가 서로 다른 개념을 나타낸다(S. B. Moon, 2009)는 변별타당도의 기준에 부합하는 것으로 확인되었다. 이상과 같이 측정모형에 대한 적합성 및 타당성이 확인됨에 따라, 다음으로 변인 간 경로를 검증하였다.
구조회귀모형의 검증
연구모형에 따라 남학생과 여학생 집단의 구조회귀모형을 각각 검증한 결과, 남학생은 연구모형의 가설경로가 모두 유의한 것으로 나타났으나, 여학생의 경우 남학생과 달리 실패내성의 수행불안에 대한 경로 및 수행불안의 학교수업적응에 대한 경로가 유의하지 않은 것으로 확인되었다(Figure 2, Figure 3 및 Table 4 참조).
모형의 적합도를 살펴보면 남학생의 χ2 = 145.99 (df = 56), χ2/df = 2.61, CFI = .95, TLI = .93, RMSEA = .08, 여학생의 χ2 = 131.46 (df = 56), χ2/df = 2.35, CFI = .97, TLI = .96, RMSEA = .07로, 본 연구의 모형은 자료에 적절히 부합하는 것으로 확인되었다.
남학생의 경우 모형에 의한 변인별 설명력은 실패내성 30%, 수행불안 21% 및 학교수업적응 77%로 나타났다. 구체적으로 변인별 직·간접경로를 확인하면, 첫째, 자아강도는 실패내성(β= .55, p < .001)과 학교수업적응(β = .22, p < .01)에 직접적으로 유의한 정적 영향을, 수행불안(β = -.54, p < .001)에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 검증되었다. 그리고 자아강도는 실패내성을 통해 수행불안(β = .15)에, 실패내성과 수행불안을 통해 학교수업적응(β = .45)에 간접적인 영향 또한 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 실패내성은 수행불안(β = -.27, p < .01)에 부적으로, 학교수업적응(β = .70, p < .001)에 정적으로 유의한 직접적인 영향과 함께, 수행불안을 통해 학교수업적응(β = -.05)에 간접적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
마지막으로 수행불안은 학교수업적응(β = -.18, p < .01)에 직접적으로 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그리고 Bootstrap을 통해 간접효과의 유의성을 검증한 결과 모형상의 모든 매개효과는 유의한 수준으로 확인되었다(p < .05).
여학생의 경우 모형에 의한 변인별 설명력은 실패내성 48%, 수행불안 21%, 학교수업적응 89%로 확인되었다. 구체적으로 살펴보면, 첫째, 자아강도는 실패내성(β = .69, p < .001)과 학교수업적응(β = .47, p < .001)에 직접적인 유의한 정적 영향과, 수행불안(β = -.46, p < .001)에 직접적인 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 실패내성을 통해 학교수업적응(β = .38)에 간접적인 영향도 미치는 것으로 밝혀졌다. Bootstrap을 통해 간접효과의 유의성을 검증한 결과 자아강도와 학교수업적응 관계에 대한 실패내성의 매개효과는 유의한 것으로 확인되었다(p < .05). 둘째, 실패내성은 학교수업적응(β = .56, p < .001)에 직접적으로 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 검증되었다. 그러나 남학생과 달리 자아강도가 실패내성을 통해 수행불안에 미치는 간접적인 영향, 실패내성의 수행불안에 대한 직접적인 영향과 수행불안을 통해 학교수업적응에 미치는 간접적인 영향, 그리고 수행불안의 학교수업적응에 대한 직접적인 영향은 유의하지 않은 것으로 확인되었다.
변인 간 유의한 상관관계가 입증된 가운데 확인되는 유의한 간접효과는 매개효과로 해석할 수 있다(Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006). 이에 따라 결과모형의 관계를 정리하면, 첫째, 남학생과 여학생 모두에게 자아강도는 학교수업적응에 영향을 미치는 요인으로 실패내성이 이를 부분 매개하는 것으로 나타났다. 그리고 자아강도는 수행불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 검증되었다. 둘째, 남학생의 경우 실패내성이 학교수업적응에 미치는 영향을 수행불안이 부분 매개하는 것으로 나타났으나, 여학생은 실패내성의 수행불안에 대한 영향력 및 수행불안의 학교수업적응에 대한 영향력이 모두 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 이는 수행불안이 자아강도와 학교수업적응을 직접 매개하는 동시에, 자아강도의 영향을 받는 실패내성과 학교수업적응을 이중으로 매개하는 역할을 하며, 이러한 관계는 남학생에게만 유효함을 의미한다.
성별에 따른 자아강도, 실패내성, 수행불안 및 학교수업적응 관계 경로의 차이
마지막으로 남학생과 여학생 집단에게 공통적으로 확인되고 있는 관계 경로에 대해, 성별에 따른 영향력 차이의 유의성을 검증하고자 다중집단분석을 실시한 결과를 Table 5에 제시하였다. 영향력의 상대적 크기를 비교한 결과, 유의한 차이는 자아강도의 학교수업적응에 대한 경로에서만 확인되었으며(p < .05), 여학생(β = .49, p < .001)이 남학생(β = .24, p < .01)에 비해 높은 영향력을 나타내는 것으로 밝혀졌다. 즉 자아강도의 학교수업적응에 대한 영향력은 여학생이 남학생보다 크게 작용하는 것으로 확인되었다.
논의 및 결론
초등학교 6학년 아동의 자아강도, 실패내성, 수행불안 및 학교수업적응 간의 관계를 모형화하여 아동의 학교수업적응을 지원하기 위한 효과적인 개입 방안을 마련하고자 실시된 이 연구의 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 자아강도는 학교수업적응에 직접적으로 영향을 미치는 주요한 요인으로, 자아강도가 강한 아동일수록 학교수업에 보다 적응적인 것으로 확인되었다. 이는 자아강도가 강할수록 학교수업 및 학교수업을 포함한 학교생활에 잘 적응한다는 Chai와 Lee (2011), S. Y. Kim과 Choi (2013a), Markstrom 등(2005)의 연구 결과와 동일한 맥락이다. 학교수업적응을 위해서는 다양한 과제 상황에서 인지, 정서, 사회적 요소의 통합적이고 원활한 기능 수행을 바탕으로 한 적절한 능력 발휘가 요구된다. 그리고 자아강도는 자신에 대한 현실적이면서도 긍정적인 인식을 토대로 주도적, 능동적인 자세를 유지하는 가운데 자신에게 주어진 환경에 적절히 적응하는 능력을 포함한다(Bjorklund, 2000; S. Y. Kim, 2015). 즉 학교수업상황이 요하는 아동의 개인 내적 학업수행 및 적응능력은 자아기능의 통합적이고 총제적인 발휘능력에 해당하는 자아강도를 통해 상당 부분 충족될 수 있으며, 이는 곧 아동의 학교수업적응을 위해 보다 근본적인 차원에서 아동의 심리 내적 기제에 해당하는 자아기능 강화를 위한 개입이 고려될 필요가 있음을 시사한다.
둘째, 실패내성은 자아강도의 학교수업적응에 대한 영향을 매개한다. 특히 실패내성에 대한 자아강도의 영향력과 학교수업적응에 대한 실패내성의 영향력이 모두 높은 수준으로, 학교수업적응과 관련해 아동의 실패내성은 주목해야 할 변인으로 확인되었다. 실패내성이 학교수업적응에 미치는 영향은 청소년을 대상으로 한 다수의 연구(Y. H. Kim & Kang, 2008; E. Kim & Kim, 2013; S. H. Park, 2009)에서 일관되게 보고되는 바와 일치하는 것으로, 이 연구에서는 이러한 경향이 아동기에 해당하는 초등학교 6학년에게도 동일하게 나타남을 확인하였다. 이는 실패내성이 비교적 안정적인 개인 내적 변인에 해당한다는 견해(E. Kim & Kim, 2013)를 지지하는 결과이기도 하다. 실패내성이 높은 아동일수록 학습상황에서 실패를 경험하게 되더라도 이에 건설적으로 반응할 수 있다(A. Kim, 2002; Y. H. Kim & Kang, 2008). 이러한 실패내성의 특성을 뒷받침하는 주요한 요인 중 하나로 본 연구에서는 자아강도를 제시하고 있다. 강한 자아강도는 높은 자기 통제력과 심리적 안정감 및 회복능력을 포함한다(S. Y. Kim & Park, 2013). 환언하면 강한 자아강도가 실패상황에서도 자신의 인지, 정서적 요소를 효과적으로 통제하는 가운데 안정감을 회복하고, 보다 발전적 방향으로 행동하고자 노력하게 만드는 원천으로 작용함으로써, 실패에 대한 내성 또한 높아지는 것으로 생각해 볼 수 있다. 이는 예습과 경험적 방법을 통한 학습이 더 효과적이라고 보고되는 자아강도가 강한 학생의 성향과(Markstrom & Marshall, 2007), 학습 및 과제 선택에 있어 도전적이고 적극적인 자세를 취하는, 실패내성이 높은 아동의 행동경향(B. H. Park et al., 2013)이 유사함을 통해서도 확인할 수 있다. 그리고 이러한 특성으로 인해 학교수업에 대해서도 보다 적응적이며 긍정적인 입장을 취할 수 있게 되는 것으로 생각해 볼 수 있다. 이상의 내용을 반영하여 아동의 학교적응을 촉진하기 위한 직접적인 전략으로 실패내성의 향상을 도모하는 것은, 또 다른 차원의 효과적 개입 방안이 될 수 있을 것으로 보인다. 특히 실패내성이 동기적, 정서적 측면은 물론 개인의 인지적 특성에 해당하는 긍정적 신념과도 밀접하게 맞닿아 있음을 고려할 때(Gao, 2012), 학교수업적응력 제고를 위해 실패내성 향상을 위한 구조화된 인지, 정서적 중재 프로그램 등의 제공을 효율적인 방략으로 생각해 볼 수 있을 것이다.
셋째, 남학생의 경우 수행불안이 자아강도와 실패내성의 학교수업적응에 대한 영향을 매개한다. 이는 여학생의 수행불안이 자아강도로부터 영향을 받는 데에 그치는 것과 다른 성별에 따른 차별적 특성으로, 아동의 학교수업적응을 돕기 위한 개입전략 모색에 있어 성차를 고려할 필요성이 제기된다. 사회적 상황에 대한 대처능력 및 안정된 수행능력을 포함하는 자아강도가 수행불안에 영향을 미치는 것은 Bjorklund (2000) 및 S. Y. Kim과 Choi (2013b) 등의 선행연구와 일치하는 결과이다. 그리고 K. N. Lee (2008) 및 Joo와 Ha (2005)는 실패내성이 낮을수록 성공에 대한 기대감 보다, 실패에 따른 비난이나 자신을 지켜보는 사람들에 대한 부끄러움에 초점을 두게 되어 수행불안이 높아진다고 주장하였다. 나아가 수행불안이 학교수업상황의 적응 정도에 영향을 미칠 수 있다는 결과 또한 Kong과 Min (2011) 및 Y. H. Park (2005)의 지적과 동일하다. 그런데 본 연구에서는 이러한 경로가 남학생에게만 유의한 것으로 나타났으며, 그 양상을 보다 면밀히 파악하기 위해 성차 유무 경로를 추가적으로 확인한 결과 여학생은 남학생에 비해 자아강도의 학교수업적응에 대한 직접적인 영향력이 월등히 높은 것으로 나타났다. 즉 남학생의 경우 학교수업적응은 자아강도와 실패내성 및 수행불안의 유기적 관계의 영향을 받는 반면, 여학생은 남학생과 달리 자아강도와 수행불안, 특히 자아강도의 영향을 더 크게 받는 것으로 확인되었다. 이를 학교수업적응을 돕기 위한 개입전략과 연결 지어 생각해 본다면, 남학생을 위해서는 직접적으로 자아강화를 도모하는 심리 내적 중재는 물론, 실패내성을 높이기 위한 인지, 정서적 접근이나 수행불안 감소를 위한 인지, 행동적 개입의 병행을 통해 학교수업적응력 향상을 꾀할 수 있을 것이다. 그러나 여학생의 경우 실패내성의 향상을 통한 접근은 동일하게 유효하겠으나, 수행불안을 직접적으로 다루는 것은 학교수업적응에 별반 영향을 미치지 못할 것으로 예측된다. 오히려 여학생의 학교수업적응을 돕기 위해서는 모래놀이치료, 집단상담 프로그램 등 자아강화를 위한 다양한 심리적 접근에 비중을 두는 것이 효과적인 노력이 될 수 있을 것으로 사료된다.
정리하면, 초등학교 6학년 아동의 자아강도와 실패내성은 학교수업적응에 영향을 미치는 주요한 변인으로, 아동의 학교수업적응을 돕기 위해 이들 변인을 향상시키기 위한 심리적 지원은 효과적인 중재방안이 될 수 있다. 그리고 학교수업적응 수준을 높이기 위한 개입방안 마련에 있어 성차와 관련된 특성을 고려할 필요성이 제기된다. 구체적으로 남학생은 여학생과 달리 자아강도 및 실패내성과 학교수업적응의 관계를 수행불안이 매개하는 것으로 확인된 만큼, 수행불안을 낮추기 위한 전략이 함께 모색될 때, 보다 효과적인 개입이 이루어질 수 있을 것이다. 반면 여학생의 경우 남학생에 비해 자아강도의 학교수업적응에 대한 직접적인 영향력이 중요한 부분으로 확인되었다. 따라서 학교수업적응을 지원하는 과정에서도, 여학생에게는 자아강도 강화에 보다 초점을 맞추고 이를 중재하기 위한 심리적 방안 마련에 노력을 기울일 필요가 있을 것이다.
마지막으로 연구의 제한점을 밝히고 후속연구를 위해 제언하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 자기보고식 질문지를 통해 이루어진 만큼, 그 한계를 염두에 두고 결과의 일반화 및 적용에 주의를 기울일 필요가 있다. 둘째, 이 연구에서는 목적을 변 인간 관계모형 탐색을 통해 아동의 학교수업적응을 돕기 위한 개입방안 모색에 활용될 기초자료를 마련하는 것으로 설정하고, 이에 초점을 맞춰 결과에 대한 논의를 진행하였다. 그러나 기존의 이론들을 고려할 때, 여학생의 결과모형에서 유의한 경로가 확인되지 않았던 수행불안과 학교수업적응 간의 관계에 대해, 향후 제 3의 변인을 통한 또 다른 차원의 경로탐색연구를 진행할 수 있을 것으로 보인다. 끝으로 이 연구의 결과를 토대로 아동의 학교수업적응을 돕기 위한 다양한 프로그램 및 지원체계 마련을 위한 시도가 연계되어 이루어져야 할 것이다. 이러한 실제적인 지원 가운데, 과중한 학업스트레스와 학교부적응으로 점점 낮은 삶의 만족도를 경험하고 있는 아동의 마음이 다독여지며, 궁극적으로 보다 많은 아동이 건강하고 행복하게 성장할 수 있기를 기대해 본다.