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Korean J Child Stud > Volume 45(4); 2024 > Article
아동기 자아존중감과 초기 청소년기의 자기조절학습 간의 관계에서의 자아 탄력성 및 학업동기의 이중매개효과

Abstract

Objectives

This study aimed to confirm how self-esteem in childhood affects self-regulated learning in early adolescence. Additionally, we aimed to confirm the mediating effect of ego-resiliency in childhood and the dual mediating effect of academic motivation.

Methods

Data from the Panel Study on Korean Children were used: self-esteem in the 4th grade of elementary school students in the 11th wave (2018), ego-resiliency and academic motivation in the 5th grade of elementary school students in the 12th wave (2019), and 1st grade of secondary school students in the 14th wave (2021). To explore the structural relationship between these variables, the measurement and structural model verifications were conducted using SPSS 26 and AMOS 26.

Results

First, childhood self-esteem had a direct positive effect on self-regulated learning in early adolescence. Second, in the process of childhood self-esteem affecting self-regulated learning, a mediating effect of ego-resiliency appeared. Third, in the process of self-esteem in childhood affecting self-regulated learning afterwards, ego resiliency influenced academic motivation, resulting in a double mediating effect. Self-esteem did not directly affect academic motivation but through the complete mediation of ego-resiliency.

Conclusion

This study revealed the importance of increasing self-esteem, ego-resiliency, and academic motivation during childhood to improve the level of self-regulated learning in early adolescents. In particular, the importance of strengthening ego-resiliency was discussed in terms of its effect on self-regulated learning through the complete mediation of ego-resiliency in childhood.

Introduction

학령기 청소년에게 있어 학교는 주요 생활 장소이고, 학업은 필수 과제라는 점에서 학업성취는 이 시기의 중요한 요인이 되며, 다른 발달 과업과도 밀접히 관련된다. 학업성취의 중요성에 대해서는 학생들 스스로도 인식하고 있다. 2022년 통계청 자료(Shim & Kim, 2022)에 따르면, 우리나라 청소년이 공부하는 이유 1위로 ‘미래의 나를 위해서 필요하니까’를 꼽았다. 또한, 청소년이 고민하는 문제 1위는 공부(50.8%), 2위는 외모(13.3%)로 학업 관련 고민이 월등한 차이로 많았다. 이처럼 학습의 필요성과 중요성을 인식하고, 학업에 대한 고민이 끊이지 않지만 모든 학생이 학업에 열의를 보이거나 모든 학생이 높은 학업성취를 보이지는 않는다.
많은 학자들은 학업성취와 관련된 변인들에 대해 오랜 기간 지속적으로 연구해 왔다. 학업성취를 설명하는 요인으로 인지적 요인, 특히 지능에 대한 연구가 많이 이루어져 왔으나(Mo & Ha, 2014; H. Oh, 2016), 학업성취가 지능에만 의존하지 않음이 밝혀지면서 학업성취를 설명하는 요인으로 비인지적 요인을 주목하게 되었다. 그 결과, 학습동기, 성취동기, 자아개념, 자기효능감, 학습태도, 자기조절학습 등이 학업성취에 중요한 영향을 미친다는 연구 결과들이 보고되고 있다(Y. J. Lee & Chae, 2013; Moon & Moon, 2018; Yoon & Leem, 2020). 그 중 학습 과정을 스스로 조절하는 자기조절학습 능력이 학업성취 수준을 예측하는데 매우 결정적인 변인으로 밝혀지면서 주목받고 있다(Yang & Lee, 2012).
Zimmerman (1989)은 자기조절학습 능력을 학습 목표를 달성하기 위해 학습자가 자신의 행동적, 인지적, 정서적 특성 및 환경의 영향을 스스로 조절하며 주도적으로 학습에 임할 수 있는 능력이라고 정의하고, 효과적인 학습은 외부의 지지적인 환경보다는 학습자 스스로의 학습과정 조절, 즉 자기조절학습을 통해 이루어진다고 보았다. 이 능력의 핵심은 학습자의 능동적인 참여와 지속적인 노력이라 할 것이다. Yang (2000)은 이 능력을 학습자 스스로 학습에 적극적으로 임하여 학습 목표를 달성하려는 행동 양상을 설명하기 위해 구상된 개념으로 설명하였다. 자기조절학습 능력과 학업성취도 간의 인과적 관련성은 많은 연구(A.-R. Kim & Yun, 2018; J. Lee & Ko, 2017; Moon & Moon, 2018)를 통해 검증되어 왔다. Yang과 Lee (2012)는 남녀 동일하게 자기조절학습 점수가 높은 집단이 학업성취도가 높고 성취도의 평균 성장률도 높았으며 자기조절 학습과 학업성취도 간의 영향력은 시간이 지나면서 누적된다고 보고하였다. 또한, 자기조절학습 프로그램에 참여한 학생들의 자기조절학습 능력이 향상되면서 학업성취가 향상되었다는 연구결과(S. Park & Son, 2017)는 학업성취에 있어서 자기조절학습의 중요성을 뒷받침한다.
자기조절학습(Self-regulated learning)은 학습의 동기적, 정서적, 인지적 측면을 이해하는 핵심적 개념이다. 즉, 자기조절학습은 학습에 영향을 미치는 중요한 변수로서 자기효능감, 의지, 인지적 전략 등 여러 변인으로부터 영향을 받기 때문에 동기적, 정서적, 인지적 측면을 포괄하여 전체적으로 연구하는 분야이다(Panadero, 2017). Zimmerman과 Schunk (2011)는 자기 조절에는 목표 설정, 적극성, 동기 부여가 필수적이라고 하였는데, 이를 자기조절학습에 적용하면 학생이 스스로 목표를 설정하고 학습 과정에서 적극적으로 참여하며 학업 동기가 충분히 부여될 때 자기조절학습 수준이 높아진다고 보았다. Sitzmann와 Ely (2011) 또한 자기조절학습에 대한 메타분석을 통해서 동기적 가치를 갖는 목표수준, 끈기, 노력 및 자기효능감이 자기조절학습의 가장 큰 예측요인임을 보고하였다. 자기조절학습의 중요한 요인으로 자발성과 적극성, 그리고 의지적 측면이 포함된 동기를 들 수 있다(Loyens, Magda, & Rikers, 2008). 자기조절학습에 대한 6가지 모델에 대한 분석 결과(Panadero, 2017), 모든 모델에서 자기조절학습 과정에서 자기효능감이 강조되었는데, 이는 자기조절과정에 미치는 정서적 요인의 영향력을 뒷받침한다. 자기조절학습의 중요한 요인으로 자발성과 적극성, 그리고 의지적 측면이 포함된 동기를 들 수 있는데(Loyens et al., 2008), 이는 학생의 정서적 요인들이다. 자기조절학습 능력에 대한 정서적 요인의 영향력을 가정할 때 대표적인 정서적 요인으로 학업동기, 자아탄력성, 자아존중감을 들 수 있다.
학업동기는 학업성취에 영향을 미치는 주요한 변인으로 강조되고 있다(Abdelrahman, 2020). 학업동기는 학생들이 학습 행동을 시작할 수 있도록 이끄는 힘이며 학습 과정에 필요한 행동을 조절하고 통제하는 내적 기제에 해당한다(A. Kim, 2008). 학업동기는 학생 스스로가 자발적으로 행동하려는 개인 내적 요인뿐 아니라 외부 조건이나 다른 사람에 의해서도 영향을 받는다. 그러나 분명한 점은 학습 행동에 대한 자율성이 학업동기에 동반되며, 학업동기는 학업수행 및 심리적 적응을 높인다는 것이다. 또한 학업동기는 학습의 시작일 뿐 아니라 학업을 지속하고, 그 결과에도 영향을 미치기 때문에 학습에 중요한 요인이 되며(Bandura, 1986), 학습과 관련된 활동을 가치있게 생각하여 열심히 임하려는 경향과 관련된다. 학업동기를 측정하는 검사인 Academic Motivation Test (AMT)는 두 가지 영역, 즉 학업적 자기효능감(학업효능감) 및 학업적 실패내성으로 구성된다(Kim, 2003). 학업효능감은 학습자가 학업 과제를 수행하기 위해 필요한 행위를 계획하고 실천할 수 있는 자신의 능력에 대한 신념이나 기대를 뜻한다(Bandura, 1986). 이 영역에는 자신의 전반적인 학문적 수행 능력에 대한 자신감 및 자기조절 기제를 잘 수행할 수 있는지에 대한 자기조절 효능감, 그리고 과제수준 선호정도가 포함된다. 학업적 실패내성은 실패 이후에도 부정적인 정서를 덜 느끼고 긍정적인 정서를 유지할 수 있음을 의미한다. 학생이 과제를 잘 수행하지 못하였을 때 이를 실패라고 생각하지 않고 그 과정에서 얻은 새로운 정보를 성장의 기회로 삼는다면 실패했을 때 쉽게 포기하지 않고 지속적으로 노력하며 새로운 방법을 시도해보는 과정을 반복하면서 실패내성이 생기게 되는 것이다(Wolters, 2004). 이 영역에는 실패한 이후의 감정 상태, 실패 경험을 극복하고자 하는 행동, 실패 가능성에도 불구하고 높은 난이도의 과제를 선호하는지를 포함한다. 학업효능감이 높은 학생은 보다 도전적인 과제를 선택하고, 과제를 성공적으로 해결하기 위해 더 많이 노력하며, 힘든 일을 마주하게 되더라도 쉽게 포기하지 않고 과제를 지속하는 특성이 있어 높은 학업성취를 보이는 경향이 있다(Yi, 2007). 한편 학업적 실패내성 수준이 높은 아동은 실패내성 수준이 낮은 아동에 비해 학업 스트레스를 잘 견뎌내고 학교적응에 긍정적인 모습을 보이는 것으로 보고되었다(Ha, 2022). 이 외에도 학업적 동기는 진로 결정에도 긍정적인 영향을 미치고, 비판적 사고 발달의 예측 요인이 된다고 보고되었다(Anna, Sergey, Milena, & Elena, 2022; Koyuncuoğlu, 2021).
자기조절학습과 학업동기 간의 관련성 및 영향력은 여러 연구를 통해 입증되어 왔다. 자기조절학습이 높은 경우 학업 동기 수준이 높았던 반면 자기조절학습이 가장 낮은 집단에서는 동기조절에 문제를 보였으며(Yang, 2000), 학습자가 자신의 목표를 설정하고 동기부여가 되었을 때 자기조절학습이 유발될 가능성이 높고, 스스로의 노력이나 훈련을 통해서 자기조절학습을 높일 수 있었다(Moon & Moon, 2018). 학업동기의 한 영역인 학업효능감이 높을수록 자기조절학습이 높게 보고되었는데(Yu, 2010), 이는 학업효능감이 높은 학생은 꾸준한 노력과 함께 자기주도적으로 학습하기 때문이다(J. Lee & Cho, 2023). 학업동기의 또 다른 영역인 학업적 실패내성이 높을 때 학업성취가 높은 것은, 학업에서 대한 기대나 노력만큼의 결과를 내지 못한 경우에도 학습자가 무기력함 대신 낙관적 사고를 하기 때문에 학교생활에 대한 행복감을 유지할 수 있게 되고 이러한 상태가 학업성취에 긍정적인 영향을 주는 것으로 본다(Jeon & Yeo 2018; S.-Y. Kim & Cho, 2016; H.-S. Yoo & Seon, 2017). 한편 학업성취에 자기조절학습의 인지적, 동기적, 행동적 조절 모든 측면이 영향을 미치지만 동기에 대한 조절은 인지 학습전략을 사용하게 하며, 학습에 대한 몰입의 정도도 높이는 것으로 보고되었는데(Yun & Oh, 2021), 이는 학업성취에 있어 학습전략 습득보다 학습에 대한 동기를 높이는 것이 더 중요함을 뒷받침한다.
학습자가 선택한 과제를 해내기 어려운 상황이나 도전적인 과제를 포기하지 않는 힘을 내포하는 학업동기는 자아탄력성 개념과 연결된다. 자아탄력성은 어려운 환경을 이겨내는 것뿐만 아니라 새로운 환경과 낯선 상황에 잘 적응하는 것을 포함하는 개념으로서(Luthar, Cicchetti, & Becker, 2000) 학업동기에 영향을 미칠 것으로 본다. 특히 학업적 실패내성은 자아탄력성과 밀접히 관련된다고 본다. 학업적 실패 경험을 극복하고자 노력하고 새로운 과제에 도전할 수 있는 것은 좌절을 극복하고 새로움에 적응하는 힘인 자아탄력성이 전제될 때 가능할 것이다. 학습된 무기력이 자아탄력성과 부적 상관이 있다는 연구결과(You &Kim, 2014)는 이러한 전제를 뒷받침한다. 자아탄력성과 학업동기의 관련성은 자아탄력성이 학업동기에 영향을 주어 자기조절학습에까지 영향을 줄 수 있다는 가정을 가능하게 한다.
자아탄력성과 자기조절학습 간의 인과적 관계에 대한 연구는 아직 활발하게 이루어지지 않고 있는 실정이다. 다만 부모양육태도가 자기조절학습에 영향을 미치는 과정에서 자아탄력성이 매개역할을 하고, 부모양육태도와 학교적응 간의 관계에서 자아탄력성과 자기조절학습의 매개효과를 나타낸다고 보고한 바 있다(Y.-L. Kim, 2018). 즉, 자아탄력성은 학교적응에 직접적인 영향을 미치지 않지만 자기조절학습에 영향을 미치는 경로를 통해 학교적응에 영향을 미치는 매개효과를 확인할 수 있었다. 이는 자아탄력성과 자기조절학습 간의 인과적 관련성에 대한 가설을 뒷받침한다.
자아탄력성이 높은 학생들은 환경의 변화 및 스트레스 상황에 좀 더 쉽게 적응하고, 필요에 따라서는 자신의 행동을 조절하며, 문제해결을 위해 유연하게 전략을 사용하는 반면 자아탄력성이 낮은 학생들은 적응 능력이 상대적으로 낮으며, 스트레스 조절에 어려움을 보이고, 정신적 충격 등으로 인한 회복이 늦는 것으로 보고되고 있다(Taylor & Jones, 2019). 또한 자아탄력성은 부모의 방임적인 양육태도, 교사와의 갈등, 또래로부터의 소외 등 사회적 관계에서의 부정적인 영향을 조절하기도 하고, 아동기 정서적 외상 경험으로 인한 공격성을 완화시키기도 하고(K.-r. Lim, 2019; Shin, 2023), 낮은 주의집중, 공격성, 사회적 위축, 우울 등을 줄여주는 것으로 밝혀졌다(J. Lee & Jang, 2019; Liu, 2020). 한편 자아탄력성은 친구 간 갈등해결전략, 또래 놀이행동, 리더십, 자기표현력, 문제행동 등에도 영향을 미치는 등 학교적응에도 직접적인 영향을 미치기 때문에 학교적응을 돕는 방안으로 자아탄력성 증진 프로그램이 제안되기도 하였다.(J. L. Kim & Her, 2013; J.-W. Kim & Choi, 2014; S.-R. Oh, 2023; Y. A. Park, 2014; S. O. Sung, Park, & Kim, 2013).
자아존중감 또한 학습동기에 영향을 미치는 것으로 보고되어 왔다. 중학생의 자아존중감이 학업열의 및 학업무기력에 영향을 미치는 것으로 나타났고(Jung, Kim, & Son, 2021), 자아존중감의 기본 요인 중 하나인 자기이해가 학습동기에 영향을 미친다는 연구결과(Kwon & Lee, 2018) 또한 자아존중감과 학업동기 간의 관련성을 뒷받침한다. 자아존중감이란 자신에 대해 스스로 어떻게 생각하는지, 즉 자아개념에 대한 평가의 개념으로 자신의 전체 혹은 부분에 대해 긍정적, 부정적으로 평가하는 것이다. 자아존중감은 자신에 대한 주관적인 가치 판단이기 때문에 자신의 경험에 영향을 받을 수 밖에 없다. 성공을 경험한 아동이 성공의 원인을 자신의 능력과 노력으로 생각하는 경우, 자아존중감이 높아진다. 자아존중감은 개인적 특성의 원인이 되기도 하지만 결과도 될 수도 있다. 이는 아동기의 자아존중감이 이후의 발달에 다각적으로 영향을 미친다는 의미이다. 자아존중감이 높은 아동은 행복감이 높고, 성취동기가 높으며 자기개념이 명확한 것으로 보고되었다(Eom & Shin, 2024; M.-Y. Lee, 2024; Song, 2023). 반면, 자아존중감이 낮은 아동은 우울감, 학교생활 적응에 어려움, 비행, 사회불안 등 심리사회적 어려움을 나타내는 경향이 있었다(Eom & Shin, 2024; K.-H. Kim, 2019). 또한 초등학교 시기의 자아존중감은 학교적응(K. N. Park & Kim, 2019)이나 학업성취(S. Kim, 2020)와도 관련이 있는 것으로 보고되었다.
현상학적 관점에서 접근할 때 자기지각이 자아개념으로 조직화 되어 성취나 학습에 영향을 미칠 것으로 본다. 학습 과정의 모든 경험은 자아개념을 통해 여과되므로 이러한 자아개념을 긍정적으로 향상시키는 것은 자기조절학습의 기본 동기라 할 수 있다(Markus & Nurius; 1986; Marsh & Shavelson, 1985). 따라서 자기조절학습을 위해서는 학습자가 긍정적으로 자아를 발달시키는 것이 중요하다고 본다. 자신에 대한 긍정적 평가는 높은 자기조절능력에 가장 큰 영향력을 미치며, 자기효능감 역시 자기조절능력에 영향을 준다는 연구결과(S. A. Son, Ahn, & Kim, 2006)는 이를 뒷받침한다.
타인의 평가가 아닌 자기 스스로를 평가하는 자아존중감은 자아탄력성과 함께 아동 개인의 고유한 성격특성으로서 발달의 중요 변인이며, 상호 정적인 관계에 놓여있다(E. J. Kim & Lee, 2015; J. W. Lim, 2019). 자아존중감에는 두 가지 개념이 포함되는데, 하나는 스스로 느끼는 자신의 가치로움이고, 다른 하나는 스스로 어려운 상황을 극복해 냄으로써 행복해질 수 있다는 믿음인데(Branden, 2021), 이 개념은 자아탄력성과 맥락을 같이한다. 이러한 관련성 때문에 다수의 선행연구에서는 자아존중감과 자아탄력성을 하나의 선상에 놓고 다른 변인과의 관계, 즉 매개효과 혹은 조절효과를 연구하기도 하였다(K. Kim & Choi, 2021; Y. A. Lee, 2018). 그러나 학령기 아동의 자아탄력성에 가장 큰 영향력을 미치는 요인은 자아존중감이며, 낮은 자아존중감은 자아탄력성의 위험요인이고 긍정적 자기 개념은 자아탄력성의 보호요인이라는 견해를 바탕으로 자아존중감을 자아탄력성과 구별되는 독립 변인으로 보고 그 영향력을 분석하기도 하였다(Ryu & Choi, 2017).
학업 동기가 높을 때 학습자는 더 노력하고 인내심을 가지며(Schunk, 1982), 효과적인 학습전략을 사용하고(Pintrich & De Groot, 1990), 학업성취가 높은 것으로 보고되었다(Graham & Harris, 1989). 이러한 연구들은 학업수행에 대한 자신감 및 효능감을 바탕으로 도전적인 과제를 선택하고 수행하며, 학업수행과정에서 실패를 경험하더라도 긍정적인 정서로 이를 극복하려는 행동을 하며, 수준 높은 난이도의 과제를 피하지 않음으로써 학업성취를 높일 가능성이 높음을 뒷받침한다. 이를 바탕으로 자신에 대한 가치와 함께 스스로 어려움을 극복할 수 있다는 자신에 대한 믿음을 전제로 하는 자아존중감은 어려운 상황을 이겨내고 새로운 환경에 적응하는 자아탄력성에 영향을 미치고, 이는 학업동기 및 자기조절학습에 영향을 미칠 것이라는 가정이 가능해진다. 즉, 자아존중감이 자기조절학습에 영향을 미치며, 그 과정에서 자아탄력성 및 학업동기가 순차적으로 매개효과를 나타낼 것을 예측할 수 있다.
앞에서 살펴본 여러 선행연구는 학업성취를 좌우하는 자기조절학습이 인지적 요인보다 정서적 요인에 더 많은 영향을 받으며, 정서적 요인으로 학업동기, 자아탄력성, 자아존중감의 중요성을 뒷받침한다. 선행연구 중 자아존중감, 학업동기 및 자기조절학습간의 관계에 대한 연구(Jung et al., 2021; A.-R. Kim & Yun, 2018; Yu, 2010)는 이루어져 왔으나 자아탄력성이 자기조절학습에 미치는 영향이나 자아존중감이 자아탄력성에 미치는 영향에 대한 연구는 아직 미비하다. 특히 자기조절학습에 영향을 미치는 중요한 3가지 정서적 변인, 즉 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기를 모두 포함하여 자기조절학습에 영향을 미치는 인과적 관계구조를 분석한 연구는 매우 찾기 어렵다.
따라서 본 연구에서는 학습성취가 이전의 학제 단계에 비해 더 중요해지는 중학교 1학년 때의 자기조절학습에 영향을 미치는 아동기의 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기의 인과적 구조관계를 검증하고자 하였다. 인과적 관계구조의 첫 번째 변인으로 자아존중감을 설정하였는데, 이는 앞에서 언급한 Markus와 Nurius (1986), Marsh와 Shavelson (1985)와 같이 본 연구에서도 자기조절학습의 기본동기를 긍정적 자기지각으로 가정하였기 때문이다. 자아존중감이 자기조절학습에 영향을 미치는 경로과정에서 자아탄력성에 미치는 영향력 및 매개 효과를 분석하고자 하였는데 이는 학령기 아동의 긍정적 자기개념을 자아탄력성의 보호요인으로 분석한 Ryu와 Choi (2017)와 같은 관점에서 자아탄력성의 보호요인으로서 자아존중감의 영향력을 검증하고자 하였다. 자아존중감이 자기조절학습에 영향을 미치는 과정에서 자아탄력성을 거쳐 학업동기에 영향을 미치는 매개효과를 검증하고자 하였는데, 이는 어려움을 이겨내고 새로움에 적응하는 힘인 자아탄력성이 학습과정에서의 실패나 도전을 포기하지 않는 힘인 학업동기의 보호요인임을 검증하기 위함이었다.
본 연구에서 중학교에서의 자기조절학습에 영향을 미치는 요인으로 초등학교 시기의 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기를 설정한 것은 자신에 대한 주관적 가치판단인 자아존중감이 자신의 경험에 영향을 받을 수 밖에 없다는 점, 그리고 그 경험은 부모, 또래, 교사 등 관계 맺는 사람들과의 상호작용, 격려, 성공 경험 등이며, 그 결과로 형성되는 아동기 자아존중감은 이후의 발달에 다각적으로 영향을 미치기 때문이다. 즉, 중학교 1학년 때의 자기조절학습에 영향을 미치는 초등학교 시기의 정의적 변인들과의 인과적 구조관계를 검증함으로써 중학교에서의 학업성취를 위해 초등학교 시기에 선행되어야 할 요인이 무엇인지를 밝히고자 하였다. 이를 통해 중학교에서의 보다 높은 학업성취를 위해서는 초등학교 시기부터의 선행학습보다는 긍정적 상호작용, 성공 등의 긍정적 경험을 통해 정서적 탄력성을 높이는 것이 더 효과적임을 강조하고자 하였다. 또한 부모교육, 의사소통기술훈련, 또래관계기술훈련 등 아동기의 정서적 탄력성을 높이기 위한 다양한 지원방안을 선제적으로 지속적이고 체계적으로 마련하는 것이 중요함을 강조하고, 다양한 지원 방안을 보다 적극 개발할 수 있도록 그 기초자료를 제공하고자 하였다.
본 연구의 가설모형(Figure 1)에 따른 연구문제는 다음과 같이 제시하였다.

연구문제 1

아동기 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기 및 초기 청소년기 자기조절학습 간의 영향관계는 어떠한가?

연구문제 2

아동기 자아탄력성은 자아존중감과 학업동기를 매개하는가?

연구문제 3

아동기 학업동기는 자아탄력성과 초기 청소년기 자기조절학습을 매개하는가?

연구문제 4

아동기 자아탄력성 및 학업동기는 자아존중감과 초기 청소년기 자기조절학습을 연속 매개하는가?

Methods

연구대상

본 연구는 한국아동패널연구를 통해 수집된 2018년에서 2021년 자료 중 본 연구목적에 부합되는 목표 데이터만을 추출하여 분석하였다. 패널 데이터는 전국 단위로 임의표집 되었고, 다년간 동일 대상으로 수집한 자료이기 때문에 종단 연구에 활용하기에 적절하다는 점에서 본 연구에서는 패널 자료를 사용하여 분석하였다. 본 연구에서는 11차년도(2018) 초등 4학년 자아존중감, 12차년도(2019) 초등 5학년 자아탄력성 및 학업동기, 14차년도(2021) 중학교 1학년 자기조절학습 데이터를 사용하였다. 자기조절학습 변인을 중학교 1학년 때인 14차년도에 측정한 데이터로 분석한 것은 학교적응에 미치는 학업성취의 영향력이 초등학교에 비해 더 높아진다는 입장에서 그 시기의 자기조절학습능력에 초점을 두고자 한 것이다. 데이터 분석을 위해 해당 연도 조사에서 본 연구 변인을 측정하는 검사에 모두 참여한 아동만을 추출하고 결측치를 제외하였다. 최종 분석에 활용된 대상은 총 1,147명으로 남아 591명(51.5%), 여아 556명(48.5%)이었다.

연구도구

자아존중감

2018년도 11차 한국아동패널 조사에서는 초등 4학년 아동의 자아존중감을 측정하기 위해 Millennium Cohort Study (MCS, 2012)의 도구를 사용하였다. 이는 10문항인 Rogenberg (1965)의 척도를 아동 연령에 맞게 5문항으로 축소, 수정한 것이다. 5문항은 아동 자신에 대한 만족감과 가치 등에 대한 내용으로 구성되어 있는데, “나는 자신에 만족한다.”, “나는 소중한 사람이다라고 생각한다.” 등의 문항을 포함한다. 4점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 자아존중감이 높아 아동이 자신에 대한 긍정적인 생각을 하고 있음을 의미한다. 본 연구 데이터로 산출한 Cronbach’s α는 .83 이었다.

자아탄력성

2019년도 12차 한국아동패널 조사에서 초등 5학년 아동의 자아탄력성은 Block과 Kermen (1996)이 개발하고 S. K. Yoo와 Shim (2002)이 번역, 수정 보완한 자아탄력성 척도 Ego Resilience scale (ER)로 측정하였다. 총 14문항으로 구성된 이 척도는 4점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 아동의 자아탄력성이 높은 것으로 해석한다. 본 연구에서는 측정모형의 적합도 분석을 통해 표준화 계수(standardized regression weights)가 .5 이하인 문항과 설명력(Squared Multiple Correlations [SMC])이 .4 이하인 문항을 제거하였다. 그 결과 최종적으로 분석에 사용한 문항은 6문항(3번, 6번, 8번, 10번, 11번, 12번)이었다. 해당 문항의 내용은 “나는 새롭고 다양한 일하기를 좋아한다.”, “나는 내가 의지가 강하다고 자신 있게 말할 수 있다.” 등 이었다. 최종적으로 자아탄력성 측정에 사용한 6문항의 Cronbach’s α는 .82였다.

학업동기

학업동기는 2019년도 12차 한국아동패널 조사에서 초등 5학년을 대상으로 A. Kim (2003)의 AMT 수행검사를 통해 측정한 데이터이다. 교육 장면에서 학생들의 학업 관련 동기를 서로 다른 두 가지 측면에서 알아볼 수 있도록 검사는 ‘학업적 자기효능감’과 ‘학업적 실패내성’ 두 영역으로 구분되어 있다. 학업적 자기효능감은 학업 전반에 대한 자신감, 자기조절 효능감, 과제 수준 선호의 세 가지 하위요인으로 구성되며, 학업적 실패내성은 실패 후 보이는 감정, 행동, 과제난이도 선호의 세 가지 하위요인으로 구성되었다. 총 44문항으로 6점 Likert 척도이다. 본 연구에서는 한국아동패널에서 제공하는 T점수를 분석에 사용하였다. T점수는 평균이 50, 표준편차가 10인 표준 점수로 변환한 수치로서 50점을 기준으로 해서 이보다 위의 점수는 평균보다 높고, 이보다 아래의 점수는 평균보다 낮다고 해석한다. 원점수를 T점수로 변환했을 때는 검사 점수간의 비교가 가능하다. 점수가 높을수록 아동의 학업적 자기효능감과 실패내성 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구의 학업동기의 Cronbach’s α는 .80이었다.

자기조절학습

2021년 한국아동패널 14차 조사에서 중학교 1학년 대상으로 측정한 자기조절학습은Shin과 Yum (2017)이 개발한 중학생용 학교생활참여척도 단축형 중 자기조절학습에 해당하는 5문항으로 측정하였다. 문항별 내용을 제시하면 “나는 어려운 과목 공부는 시간과 노력을 더 많이 기울인다.”, “나는 싫어하는 과목, 어려운 과목이라도 중요하다는 생각이 들면 열심히 해야지 하고 다짐한다.”, “나는 지루하지 않게 꾸준히 공부할 수 있는 비법을 찾아서 공부한다.”, “나는 과목별 특징에 맞는 방법을 찾아서 공부한다.”, “공부를 할 때, 내가 얼마나 열심히 하고 있고 얼마나 잘 이해하고 있는지 중간중간 스스로 점검한다.” 이다. 각 문항은 4점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 자기조절학습 수준이 높음을 의미한다. 즉, 점수가 높을수록 학습에 적극적이고 능동적으로 임하며 지속적인 노력을 많이 함을 의미한다. 본 연구에서 산출한 Cronbach’s α는 .81 이었다.

자료분석

본 연구에서는 SPSS Network 26 (IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 26 (IBM Co., Armonk, NY)프로그램을 이용하여 분석하였다. 연구 문제를 해결하기 위한 분석에 앞서 SPSS 프로그램을 사용하여 먼저 연구대상의 일반적 특성을 파악하기 위해 평균과 표준편차, 왜도와 첨도를 산출하였다. 또한, 각 변인의 문항 내적 합치도를 확인하기 위해 Cronbach’s α를 구하고, Pearson의 적률상관분석을 통해 주요 변인들 간의 관계를 살펴보았다. AMOS 26 프로그램을 사용하여 본 연구문제의 구조방정식 모형을 분석하였다. 잠재변수를 측정하기 위한 측정 모형과 잠재 변수들 간의 인과적 관계를 나타내는 구조모형의 적합도를 평가하고, 각 측정변인간의 직접, 간접, 총효과에 대한 값과 유의도를 검증하였다. 모형의 적합도는 절대적합지수인 χ2, CFI, TLI, RMSEA를 통해, χ2 p-value > .05, CFI 및 TLI > 0.9, RMSEA < 0.1에 해당되는 경우에 적합하다고 평가한다. 또한 부트스트래핑을 통해 매개효과의 통계적 유의성을 평가하였고, 2개의 매개 변수 각각의 매개효과를 파악하기 위해 팬텀변수를 만들어 매개효과, 이중매개효과 순으로 검증하였다.

Results

기술통계 및 측정모형 검증

본 연구의 모형은 아동의 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기, 자기조절학습 4개의 주요 잠재변수로 구성되어 있다. 주요 변수들의 평균, 표준편차, 첨도와 왜도를 알아보기 위해 빈도분석을 실시하였고, 그 결과를 Table 1에 제시하였다. 모든 변수의 왜도(-1.35∼.23)는 절대값 3 미만, 첨도(-.17∼2.74)는 절대값 8 이하이므로 정규성 가정이 충족되는 것으로 확인되었다. 또한, 주요 변수 간 상관관계 분석을 실시하였으며, 그 결과는 Table 2와 같다. 분석 결과, 상관계수는 .17∼.49로 모두 .8 이하이기 때문에 다중공선성(multicollinearity)이 존재하지 않음이 확인되었다. 잠재변수 간 상관관계가 모두 **p < .01로 유의한 상관관계를 보인다. 아동의 자아존중감은 자아탄력성(r = .36, **p < .01), 학업동기(r = .31. **p < .01), 자기조절학습(r = .17, **p < .01)과 정적 상관을 보여 아동기의 자아존중감이 높을수록 자아탄력성 및 학업동기가 높고 또한 중학교 1학년 시기의 자기조절학습 수준이 높은 것으로 나타났다. 아동의 자아탄력성은 학업동기(r = .49, **p < .01) 및 자기조절학습(r = .21, **p < .01)과 정적인 상관을 보이는데 이는 아동의 자아탄력성이 높을수록 같은 시기의 학업동기가 높고 이후 자기조절학습 수준이 높음을 의미한다. 또한, 학업동기와 자기조절학습(r = .28, **p < .01) 관계 역시 정적 상관을 보였다. 이는 학업동기가 높은 아동은 이후의 자기조절학습 수준이 높다는 것을 의미한다.
측정모형의 적합도를 분석한 결과, 초기 측정모형의 적합도는 χ2 (df = 399, N = 1,147) = 3001.53, p < .001, χ2/df = 7.52, CFI = .809, TLI = .792, RMSEA = .075 로 측정모형이 적합하지 않은 것으로 확인되었다. 따라서 모형적합도를 향상시키기 위해 적절하지 않은 측정변수를 제거하는 과정을 거쳤다. Standardized regression weights (표준화 계수) .5 이하인 변수(자아탄력성 1, 5, 7, 9, 13번 및 학업동기의 감정, 자신감)와 Squared Multiple Correlations (SMC, 설명력) .4 이하인 변수(자아존중감 3번 및 자아탄력성 2, 4, 14번)를 제거하여 최종 측정 모형으로 수정하였다. 최종 측정모형의 적합도는 χ2 (df = 146, N = 1,147) = 935.97, p < .001 χ2/df = 6.41로 통계량이 통계적으로 유의한 것으로 나타났지만, 표본 수가 많은 것을 감안할 때 이상 없음으로 판단했다. 왜냐하면 통계량은 표본 수에 민감하여 표본 수가 많은 경우, p값이 0.5 미만으로 나타나는 경우가 많다. 이에 χ2 통계량은 모형적합도가 적합하지 않다고 판단하는 추세이기 때문이다(S. Kim, Jung, Heo, Woo, & Kim, 2018). Table 3에서 보는 바와 같이 그 외의 다른 적합도 지수를 고려한 결과, CFI = .917, TLI = .903, RMSEA = .069로 만족할 만한 수준이었다.

구조모형 검증

구조모형을 통해 아동의 자아존중감, 자아탄력성, 학업동기, 자기조절학습 간의 구조적 관계를 확인하였다. 구조모형의 적합도는 χ2 (df = 146, N = 1,147) = 935.97, p < .001, χ2/df = 6.41, CFI = .917, TLI = .903, RMSEA = .069로 타당한 모형으로 확인되었다. 경로계수는 Figure 2Table 4와 같다. 분석 결과를 구체적으로 살펴보면, 자아존중감에서 자아탄력성에 이르는 경로는 CR = 8.691***, 자아탄력성에서 학업동기에 이르는 경로는 CR = 10.121***, 학업동기에서 자기조절학습에 이르는 경로는 CR = 6.599***, 자아탄력성에서 자기조절학습에 이르는 경로는 CR = 2.244*, 자아존중감에서 자기조절학습에 이르는 경로는 CR = 2.770** 로 나타났다. 반면, 자아존중감이 학업동기에 이르는 경로(CR = 1.751)는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 자아존중감은 자아탄력성과 자기조절학습에 긍정적인 영향을 미치고, 자아탄력성은 학업동기와 자기조절학습에, 학업동기는 자기조절학습에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 아동의 자아존중감이 높을수록 이후 자기조절학습 수준이 높아지고, 이 과정에서 자아탄력성과 학업동기가 매개역할을 하고 있음을 나타낸다. 또한 자아존중감이 자기조절학습에 직접적으로 주는 효과보다 자아탄력성과 학업동기를 거쳐서 자기조절학습에 주는 효과가 더 크다는 것을 보여준다.
아동의 자아탄력성과 학업동기가 아동의 자아존중감과 청소년의 자기조절학습 사이에서 매개 역할을 하고 있는지를 검증하기 위해 직접효과, 간접효과, 총 효과를 분석하였다. 그 결과, Table 5와 같이 자아존중감이 자기조절학습에 미치는 효과는 직접 및 간접효과가 모두 나타나 부분 매개를 하는 것으로 확인되었다.
본 연구는 2개의 매개변수를 포함하기 때문에 각 매개변수의 매개효과를 파악하기 위해 팬텀변수(phantom variables)를 만들었다. 이중매개효과를 살펴보기 위해 팬텀변수를 설정하여 부트스트래핑(bias corrected bootstrapping)을 실시하고, 매개효과 Estimate, S.E., 부트스트랩 95% 신뢰구간에서 값을 분석하였다. 팬텀변수를 활용할 때는 비표준화계수를 통해 유의성을 검증한다. 표준화계수가 계산되지 않기 때문이다(S. Kim et al, 2018). Table 6에서 보는 바와 같이 자아존중감과 자기조절학습의 관계에서 자아탄력성의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값의 범위가 0.003∼0.066으로 0을 포함하지 않아p < .05 수준에서 통계적으로 유의하였다.
자아존중감과 자기조절학습의 관계에서 학업동기의 매개효과는 -.002∼0.036 상한값과 하한값을 보이고 있어 0을 포함하기에p < .05 수준에서 통계적으로 유의하지 않은 것으로 검증되었다. 즉, 자아존중감과 자기조절학습 사이에서 자아탄력성은 매개효과를 보이지만 학업동기는 매개효과를 내지 못하는 것으로 확인되었다. 그러나 아동의 자아존중감은 이후 자아탄력성에 영향을 주고, 자아탄력성은 학업동기를 거쳐 2년 뒤, 자기조절학습에 영향을 미친다는 결과에서 보면, 학업동기의 영향력이 없다고 할 수는 없다.

Discussion

본 연구는 아동기의 자아존중감이 초기 청소년기의 자기조절학습에 직접적으로 영향을 주는지, 그 과정에서 자아탄력성과 학업동기가 각각 매개효과를 나타내는지, 그리고 자아탄력성과 학업동기가 순차적으로 자기조절학습에 간접적인 영향을 미치는지를 검증하였다. 연구문제에 따라 연구결과를 요약하고 결과와 관련하여 논의하면 다음과 같다.
첫째, 아동기의 자아존중감은 초기 청소년기의 자기조절학습에 직접적으로 영향을 미쳤다. 이는 자아존중감이 학업성취에 직접적으로 영향을 미치는 동시에 자기조절학습에 영향을 주어 간접적으로 영향을 미치기도 한다는 연구결과(A.-R. Kim & Yun, 2018)와 일치한다. 청소년들이 자신을 긍정적으로 평가할수록 자기조절을 잘하는데, 자기조절능력에 있어 여러 가지 심리환경적 요인 중 자기평가의 영향력이 가장 컸다는 연구결과(S. A. Son et al., 2006)와도 일맥상통한다. 이는 스스로 자신이 가치있는 사람이라고 긍정적으로 생각하는 학생은 높은 자기조절학습 수준을 보이며 이어 높은 수준의 학업성취도 함께 가져온다고 볼 수 있다.
둘째, 아동기의 자아존중감은 자아탄력성을 거쳐 초기 청소년기의 자기조절학습에 간접적으로도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 학령기 아동의 자아존중감이 자아탄력성에 큰 영향력을 미치는 요인이라는 연구 결과(Ryu & Choi, 2017) 및 아동의 자아탄력성이 높을수록 긍정적인 학습 습관점수가 높고(Min, Kang, & Park, 2012), 학습된 무기력 수준이 낮다는 연구 결과(You &Kim, 2014)와 맥락을 같이 한다. 이러한 결과는 아동의 자아존중감에 포함되는 핵심적인 개념 중 기본적인 역경을 이겨내고 스스로 행복해질 수 있다는 자신에 대한 믿음은 곧 자아탄력성으로 이어진다는 주장(Branden, 2021)을 뒷받침한다. 따라서 자아탄력성은 학업적 상황에서 필요에 따라 자신의 행동을 변화시키며 자기조절학습에 몰입할 수 있도록 영향을 미칠 것으로 본다.
높은 자아존중감은 감정적으로 겪는 문제 및 행동에서의 어려움에 대해 방어막을 형성해 주고(Anderson, 1999), 낙관주의 및 회복력 등을 포함하는 자아탄력성을 이끌어내어(Bonanno, Field, Kovacevic, & Kaltman, 2002). 스트레스에 대한 완충역할을 함으로써 스트레스 사건의 부정적인 영향으로부터 청소년을 보호하기 때문에(Sung & Lee, 2000). 자아존중감이 높을수록 학업스트레스가 낮아져(S. Son & Chung, 2021), 정서적 여유가 생기게 된다고 볼 수 있다. 이는 학업에 필요한 과정을 학습자 스스로가 계획하고 조절할 수 있게 함으로써 학업성취를 높이는 결과로 이어질 것이라고 본다.
셋째, 아동기의 자아존중감이 학업동기를 통해 초기 청소년기의 자기조절학습에 영향을 미치는 간접경로는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 자아존중감은 학업동기에 영향을 미치지 않았다. 그러나 학업동기는 자기조절학습에 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 자기조절학습 점수가 높은 집단은 동기조절 수준이 높지만 자기조절학습 점수가 낮은 집단은 동기조절에 문제롤 보이고(Yang, 2000), 학습자가 자신의 목표를 설정하고 동기부여가 될 때, 자기조절학습이 유발될 가능성이 높다는 연구결과(Moon & Moon, 2018)와 일치한다. 이러한 결과는 학업 상황에서 자신의 능력에 대한 믿음을 가지고 또는 실패 경험에도 현실적인 대처방안을 세워 다시 도전해 보려는 마음이 있는 학생은 어려움이 발생하는 학습 상황에서도 힘을 잃지 않고 스스로를 점검하며 조절력을 발휘할 것이라는 가능성을 뒷받침한다. 또한 Cheong (2015)의 연구에서도 우수한 자기조절 능력은 높은 동기수준과 관련되었고, 우수한 수준의 자기조절이 유지되는 경우에는 학업성취를 유지하거나 향상시켰다. 그러나 낮은 수준의 자기조절이 지속되는 경우에는 이전에 비해 학업성취가 더 낮아지는 경향을 보였다. 이처럼 학업성취의 주요 요인인 청소년기의 자기조절학습 수준은 학업동기 수준과 연결된다. 따라서 학업동기를 높일 수 있는 체계적인 방안을 마련할 필요가 있다. 전통적인 대면 수업을 받은 학생보다 온라인 교육을 받은 학생의 내재적 동기 점수가 높았다는 연구결과(Malinauskas & Pozeriene, 2020)는 온라인을 통한 반복 학습, 자신에게 맞는 수준별 학습 등이 학습동기를 높일 수 있음을 시사한다. 따라서 최근들어 초등학교 교실에서 개별 맞춤형 학습 보조 프로그램으로 활용되고 있는 ‘AI 디지털교과서’를 학습동기 증진에 활용하는 방안을 고려해볼 수 있을 것으로 본다. 또 다른 방안으로 학년, 인종, 민족적 배경에 관계없이 협력학습이 학업동기를 높인다는 연구결과(Loes, 2022)가 보고되었듯이 모둠을 통한 협력학습 비중을 늘릴 때 학습동기를 높일 수도 있을 것으로 본다.
자아존중감과 학업동기 간 경로가 유의하지 않은 것은 자아존중감이 학업동기에 정적인 영향을 미치며 학업열의와 학업무기력에 영향을 미친다는 선행연구들(Chung, Jang, & Kim, 2011; Jung et al., 2021; S. S. Kim, Kim, & Kim, 2018)과는 일치하지 않는 결과이나 상관관계 분석에서는 두 변인이 유의하게 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이러한 불일치된 결과는 자아존중감과 학업동기 간의 관계에서 자아탄력성의 완전매개 때문으로 설명할 수 있겠다. 선행연구를 통해 보고되었던 학업동기에 대한 자아존중감의 영향력은 자아존중감이 자아탄력성을 높여 학업동기를 높이는 경로를 거친 것으로 보고되었다. 자아탄력성이 높을수록 좀 더 긍정적인 학습 습관을 가지고 있고(Min et al., 2012), 교육목표를 달성하기 위하여 자아탄력성이 높은 학생들은 다양한 방법들을 찾으면서 과제수행에 집중할 수 있었다는 연구결과(Snyder & Sixkmund, 1999)는 자아탄력성이 학업에 영향을 미침을 뒷받침한다. 자아존중감 역시 학업동기에 영향을 미치는 것으로 보고되었지만(Jung et al., 2021) 자아탄력성의 매개효과를 함께 검증한 연구는 찾기 어려웠다. 자아존중감을 구성하는 자기이해, 가치, 방향성은 학업동기에 영향을 미치는 주요한 요인으로 간주되고 있는데(Kwon & Lee, 2018), 이는 자아존중감의 구성 3요인이 자아탄력성을 높이는 경로를 통해 학업동기에 영향을 미친다는 가설을 가능하게 한다. 자아존중감과 학업동기 간의 관계에서 자아탄력성의 완전매개효과가 나타난 본 연구결과는 이러한 가설을 뒷받침한다.
넷째, 아동기 자아존중감이 순차적으로 자아탄력성과 학업동기를 통해 초기 청소년기의 자기조절학습에 영향을 미치는 간접 경로는 유의한 것으로 나타났다. 특히 아동의 자아존중감이 자기조절학습에 미치는 직접적인 효과보다 자아탄력성을 거치는 간접 효과와 자아탄력성과 학업동기가 순차적으로 영향을 미치는 간접 효과가 훨씬 크게 나타났다. 즉, 아동기의 자아존중감이 초기 청소년기의 자기조절학습에 직접적인 영향을 주기보다는 이후의 자아탄력성에 영향을 주고, 자아탄력성이 학업동기에 영향을 주어 최종적으로 자기조절학습에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 사회적 지지와 자기조절학습간의 관계를 살펴 본 S.-H. Kim (2023)의 연구와 부분적으로 일치한다, 즉, 자아탄력성과 학습동기는 자기조절 학습능력에 정적 영향을 미치며, 자기조절학습능력에 대한 사회적 지지의 영향력이 직접 효과보다 자아탄력성과 학습동기를 경로로 하는 간접 경로가 더 큰 것으로 보고되었다. 그러한 결과는 초기 청소년기의 자기조절학습 향상을 위해서는 그 이전부터 아동의 자아존중감과 자아탄력성 및 학업동기가 선제적으로 긍정적으로 형성되어야 한다는 것과 특히 자아탄력성의 매개효과를 뒷받침한다.
본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 data mining을 통해 3차년도에 거쳐 4개 변인 측정에 모두 참여한 사례들의 데이터를 추출하여 분석하였다. 이는 AMOS를 활용한 구조방정식 모형 분석을 위한 불가피한 조치였으나 3차년도에 모두 참여하고 4개 변인 측정에 충실하게 참여한 사례의 데이터에 포함될 수 있는 편향성을 배제하기 어렵다는 한계가 있다. 둘째, 측정모형의 적합도를 위해 제거해야 하는 문항들이 있어 확인해 본 결과, 문항에서 의도한 내용이 아동에게 명확히 전달되지 못했을 가능성이 있었다. 특히, 자아탄력성의 경우, 측정모형의 적합도를 높이기 위해 총 14개의 문항 중 8개의 문항이 삭제되었다. 또한 본 연구에 사용한 모든 데이터는 자기보고식 방법을 통한 설문 응답이었다. 따라서 보다 정확한 측정을 위해서는 문항을 수정 보완하는 과정을 거치거나, 아동 관찰 또는 면담을 추가하여 추후 연구를 진행하는 것이 필요하다고 본다. 셋째, 본 연구에서는 아동의 성별, 부모의 학력이나 양육태도 등 자기조절학습 능력에 영향을 미칠 수 있는 다른 변인들에 대한 통제가 이루어지지 않음으로써 본 연구에서 살펴본 종속 및 매개변인들의 영향력이 통제되지 않은 변인들로부터 오염되었을 가능성을 배제하기 어렵다. 따라서 추후 연구를 통해 다른 변인들을 통제한 후 그 경로를 분석해 보는 것도 의의가 있다고 본다. 넷째, 본 연구는 자기조절학습에 초등시기의 자아탄력성이 중요함을 강조한다. 따라서 추후 연구를 통해 아동기 자아탄력성에 영향을 미치는 영유아를 둘러싼 요인들을 찾아본다면 조기 개입으로 보다 건강한 성장을 도울 수 있을 것으로 본다.
본 연구의 제한점에도 불구하고, 다음과 같은 측면에서 본 연구의 의의가 있다고 본다. 학업성취도에 영향을 미치는 요인으로서 자기조절학습의 중요성은 지속적으로 강조되어 오지만, 학습자 스스로의 조절을 통한 노력의 중요성만 인지할 뿐, 그 근본적 원인에 대한 관심은 많지 않았다. 특히 개인 내적 정의적 변인들의 구조적 관계에서의 종단적 영향을 살펴본 연구는 적었다. 본 연구에서는 학습이 보다 강조되는 초기 청소년기의 자기조절학습에 아동기의 개인 내적 정의적 변인들이 미치는 단기종단적 영향을 살펴봄으로써 초기 청소년기에 중요한 과업 중 하나인 학습성취를 높이는 방안을 아동기부터 마련해야 함을 밝혔다는 점에서 의의가 있다. 특히 본 연구는 자기조절학습 수준을 향상시키는데 초등시기의 자아탄력성이 핵심적인 역할을 한다는 점을 밝힘으로써 자기조절학습 프로그램 개발의 기초자료를 제공하였다는 점에서 의의가 있다고 본다.

Acknowledgements

This work was supported by the 2023 Inje University research grant.

Notes

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Figure 1
Figure 1
The model for the hypothesis.
kjcs-45-4-413f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Standardization coefficients of paths.
*p < .01. **p < .05, ***p < .001.
kjcs-45-4-413f2.jpg
Table 1
Mean, Standard Deviation, Skewness, Kurtosis of Measurement Variables
Variables M SD Skewness Kurtosis
Self-esteem 3.50 .46 -1.35 2.74
Ego-resiliency 3.06 .54 -.25 -.02
Academic motivation 54.53 9.20 .17 -.01
Self-regulated learning 2.61 .54 -.32 .90

Note. N = 1147.

Table 2
Correlation of Measurement Variables
1 2 3 4
1. Self-esteem
2. Ego-resiliency .33**
3. Academic motivation .31** .45**
4. Self-regulated learning .17** .19** .26**

Note. N = 1147.

** p < .01.

Table 3
Model Fit
Model χ2 df χ2/df CFI TLI RMSEA
Measurement model 935.97*** 146 6.41 .917 .903 .069

*** p < .001.

Table 4
Estimation of the Model Parameters and Statistical Significance of the Model
Path Estimate
S.E. C.R.
B β
Self-esteem → Ego-resiliency .323 .323 .037 8.691***
Self-esteem → Academic motivation .858 .057 .490 1.751
Self-esteem → Self-regulated learning .101 .102 .036 2.770**
Ego-resiliency → Academic motivation 6.031 .402 .596 10.121***
Ego-resiliency → Self-regulated learning .092 .093 .041 2.244*
Academic motivation → Self-regulated learning .017 .252 .003 6.599***

* p < .05.

** p < .01

*** p < .001.

Table 5
The Standardized Direct Effect, Indirect Effect, and Total Effect of Each Path of the Model
Path Direct effect Indirect effect Total effect
Self-esteem → Ego-resiliency .323*** .323***
Self-esteem → Academic motivation .057 .130** .187**
Self-esteem → Self-regulated learning .102** .077** .179**
Ego-resiliency → Academic motivation .402** .402**
Ego-resiliency → Self-regulated learning .093** .101** .194**
Academic motivation → Self-regulated learning .252*** .252***

** p < .01.

*** p < .001.

Table 6
Individual Parameter Effects (using phantom variables)
Path Estimate S.E. 95% Confidence Interval
Self-esteem → (Ego-resiliency) → Self-regulated learning .030** .016 0.003~0.066
Self-esteem → (Academic motivation) → Self-regulated learning .014 .009 -.002~0.036
Self-esteem → (Ego-resiliency → Academic motivation) → Self-regulated learning .033** .007 0.020~0.048

** p < .01.

References

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