잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 103 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), 2015. 4, pp. 103 128 c 韓國職業能力開發院 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 * 박시남 ** 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복을매개로자기주도학습에어떠한영향을미치는지를살펴보고그간접효과의유의성을확인하고자하는것이다. 연구목적을달성하기위해한국교육고용패널조사 (KEEP) 의 7, 8, 9차년도설문자료를이용하였으며 2012학년도대학에재학중인학생 874명을기준으로하였다. 연구모델을통계적으로검증하기위해 Amos(18) 와 Mplus(7.2) 를사용하였고분석방법으로는잠재성장모델을이용하였다. 연구결과는다음과같다. 첫째, 자기효능감의초기값이행복의초기값에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 둘째, 행복의초기값이자기주도학습의변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 셋째, 자기효능감의초기값과변화율이각각자기주도학습의초기값과변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 넷째, 자기효능감초기값이행복초기값을매개로하여자기주도학습변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 다섯째, 자기효능감이자기주도학습보다행복에미치는효과가더큰것으로나타났다. 여섯째, 자기주도학습에미치는효과는자기효능감이행복보다더큰것으로나타났다. ** - 주제어 : KEEP, 자기효능감, 행복, 자기주도학습, 잠재성장모델 투고일 : 2014 년 07 월 24 일, 심사일 : 2015 년 01 월 12 일, 게재확정일 : 2015 년 03 월 16 일 ** ** 본논문은 KEEP 9 차연합학술대회발표자료를수정 보완하여작성하였음. *** 서강대학교사회과학부 (psnam@sogang.ac.kr)
104 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 통계청 (2014) 의 경제활동인구조사청년층부가조사결과 에서는대학재학중인학생이 286만5 천명으로청년층인구의 30.1% 에해당하고, 취업준비자가 66만 1천명으로 9.1% 이며, 일하지도않고일할의지도없는청년무직자 (NEET 족 ) 가 163 만3천명으로청년층인구의 17.2% 라고보고하고있다. 이렇게우리나라의청년층취업현실은다른나라와비교했을때청년고용률은낮고대학재학중인학생, 취업준비생, 그리고청년무직자의비율이매우높은편에속하고있다. 특히청년인구의 30% 에해당되는대학생들은국가인적자본형성의바탕을이루고있으며지속적인경제성장을이끌중요한재원이라할수있다. 현재정보통신의발달과인터넷의확산등은지식기반사회를넘어창조와융합을통한지식창조사회로의진입을촉진하고그어느때보다 학습 에대한관심을증대시킨다. 우리사회는컴퓨터통신망의광범위한구축과스마트폰의빠른보급으로인해지식과정보가누구에게나열려있는사회로의변화가급속도로진행되고있다. 따라서앞으로는자신에게필요한정보나지식이무엇인지, 어디에서획득할수있는지, 그리고어떻게이용할수있는지등의정보와지식을주도적으로획득하고생산적으로활용할수있는능력이요구된다 ( 진영은 이진욱, 2007). 특히, 이런상황에서최근빠르게확산되고있는 온라인대중공개수업 (Massive Open Online Course) 등은개방적학습사회에서자신에게필요한고급정보와지식을무료로접하고학습할수있어스스로학습할수있는능력을더욱필요로한다. 따라서자기주도학습은성인뿐만아니라대학생을대상으로하는대학교육에서도그필요성이증대되고있다. 이제대학교육은스스로탐구하고학습하고문제를해결할줄아는학습능력을갖춘문제해결사를양성하는것을그목적으로하여야한다. 또한, 지식의전달보다는학습하는능력, 배우는능력, 즉스스로학습할수있는능력인자기주도학습능력의함양이더욱요구된다. 자기효능감은자기주도학습에능동적으로참여하여자신이설정했던학습목표를달성하기위해적극적으로학습활동에참여하면서자신의학습능력에대해서도긍정적인믿
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 105 음과판단을하게한다. 자기효능감중에서도학습과관련한활동을수행하는데필요한행위를조직하고, 실행하면서자신의능력에대해내리는판단을학업적효능감이라고한다 (Bandura, 1997). 인간은자신이무엇인가를해낼수있다는기대와신념에의해행동한다. 이러한행동의변화는학습에있어학습자의인지과정과수행에중요한변인이되며학업적자기효능감을갖게한다. 학업적자기효능감은어려운상황에서도끈기를가지고극복할수있는능력을말한다. 또한, 수행과직접적인연관성을보이며학습자의성공적인학업성취의가능성을여러가지측면에서예측할수있게한다 ( 김아영 박인영, 2001; 최인선 주은지, 2013; Bandura, 1986). 대학은인재육성이라는책무성을지니고있으며대학생은교육현장과사회의접점에있는예비인적자원이다. 그러나취업준비및성적압력이과도한국내교육환경은서열만이가치의척도가되고승자와패자로구분되는경쟁사회에서인간이갖는다양성과그에따른가치를상실하게한다. 그리고이러한교육제도의획일적이고경쟁적인분위기때문에학업스트레스등을경험하면서대학생의행복과삶의만족도가낮아지며, 궁극적으로국가의미래경쟁력이약화되고있다 ( 송창용 손유미, 2013; 유지원외, 2014). 자기효능감과행복이자기주도학습에미치는영향에대한기존의선행연구에서는시간의경과가반영되지않는횡단자료로단순히자기효능감과행복을독립변인으로하여종속변인인자기주도학습에미치는영향을분석하였다. 그런데본연구에서는자기효능감및행복의시간적인변화와그에따르는자기주도학습의변화를탐색할수있으므로기존에연구된횡단자료에비해구체적인결과를확인할수있다는장점이있다. 이것은횡단자료로서의구조방정식모델은단순히독립변수가종속변수사이의경로로구성되지만, 잠재성장모델에서는독립변수의절편이종속변수의절편과기울기에영향을주는동시에독립변수의기울기가종속변수의기울기에영향을주는것으로구성되어있다. 즉잠재성장모델은종단자료를이용하여변인의시간에따른변화를다룬모델이다 ( 김주환외, 2009). 이에본연구에서는선행연구된요인을기초로하여개인적특성중에서자기효능감및행복등의효과를자세히분석하여이러한요인들이대학생들의자기주도학습에어떻게영향을미치는지를살펴보고자한다. 즉, 본논문의목적은자기효능감이어떻게대학생의자기주도학습에영향을미치는지를행복이라는매개변수를중심으로알아보는것이다.
106 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅱ. 이론적논의 1. 자기주도학습 자기주도학습 (self-directed learning) 은 1970년대성인의자유로운학습활동현장에서태동이되어 Houle(1961), Tough(1971), Knowles(1975) 에의해학문적으로주목받기시작하였고페다고지에대응하여안드라고지라는용어를사용한다. Knowles (1975) 에따르면자기주도학습은타인의도움없이자기스스로주도권을가지고학습목표를설정하고효율적인학습전략을사용하며, 학습결과를스스로평가하는일련의과정이라한다. 자기주도학습은고립적인상태에서이루어지는개인학습을의미하는것이아니라교사, 개인교사, 지도자, 자원제공자, 동료, 교재, 교육기관등매우다양한협조자들의유기적이고체계적인도움으로이루어지며학습자스스로학습전체의계획, 실행및평가등의책임을지는학습이다 ( 이윤옥, 2006; Caffarella & O DonneII, 1991). 자기주도학습에영향을미치는변인으로는학력, 나이, 성별등인구통계학적변인인개인적변인과자아존중감, 통제위치, 학습양식, 창의성, 자기효능감, 생활만족등과같은사회심리학적변인, 그리고환경적변인으로조직풍토, 학습조직, 학습자원의접근성, 지원적리더, 지원정책, 교육적지원, 외부지원환경, 조직의목표와가치, 업무환경등이있다 ( 김성은, 2006; Kops, 1993; Confessore & Kops, 1998). 2. 자기효능감 자기효능감 (self-efficacy) 이란어떤상황에서내가나의능력으로할수있다고믿는것이다. 그것은특정한행동을수행하는나의능력과연관된신념에관한것이아니라, 변화하고도전적인상황에서기술과능력을통합하고조화시키는능력과연관된신념에관한것이다 (Maddux, 2002). 그리고자기효능감은개인의신념, 즉동기를부여할수있는능력, 인지적자원, 주어진상황에서특정한과업을성공적으로수행하는데필요한
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 107 행동의과정으로정의된다 (Lopez, 2008b; Stajkovic & Luthans, 1998). 또한, 자기효능감은목표를달성하기위해필요한행동을구조화하고그행동을실행할수있는자신의능력에대한신념이다. 이는여러가지목표를수행하기위해인지적이고정서적이며행동적인기술을조직화하고이들이효과적으로융합되어야하는생성적능력 (generative capability) 이라고정의할수있다 (Bandura, 1997). 자기효능감은경험적연구에따르면낙관성, 미래에대해긍정적으로생각하는것, 부정정서와긍정정서의균형을유지하는것, 삶에대해만족감을느끼는것모두개인적인효능감에뿌리를두고있다 (Lopez, 2008a). 3. 행복 행복 (happiness) 의개념에대한논의가최근들어본격적으로이루어지고있으나아직도하나의일치된정의는없다 (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000). 행복과관련된용어만해도주관적행복감, 주관적안녕감, 삶의만족도, 행복감, 심리적안녕상태등으로다양하게사용되고있다. 심리학에서는행복이라는모호한개념을측정가능한 주관적안녕감 (subjective well-being) 으로대체하여연구하였다 ( 송창용 손유미, 2013). Diener(1984) 는 1960년대와 70년대에행복에관련된문헌을중심으로주관적안녕감이란용어를사용하면서행복의특징에대해서세가지로정의하는데첫째, 행복은객관적인조건과구별되는개인의주관적인내적경험이다. 둘째, 행복은부정적요소가없는것만을의미하지않고삶의긍정적인측면을반영한다. 셋째, 행복은삶의모든측면에대한전반적이고통합적인판단이다. 그래서 Diener 와그동료들 (1999) 은주관적안녕감은 자신의삶전반에대한전반적이고통합적인평가 로정의된다고하였다 ( 이경열, 2009). 행복에영향을미치는변인은개인적변인으로성별, 나이, 건강, 소득, 교육, 사회문화적수준등이있고, 사회심리학적변인은자아존중감, 자기효능감, 회복력, 스트레스등이며, 인간관계적변인으로부모자녀관계, 부모의지원, 의사소통방식, 친구및교사와의관계등이있다. 그리고환경적변인으로는가정환경, 학교환경, 학교및거주지역의안전, 지역사회환경, 사회제도와정책, 문화등이있다 ( 권세원외, 2012; 송창용 손유미, 2013; 허승연, 2009).
108 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 4. 이론적분석틀 가. 자기효능감과행복과의관계 사회심리학적변인인자기효능감이행복에미치는영향의선행연구를살펴보면, 구재선 (2005) 은대학생과성인남녀 489 명을대상으로한연구에서자기효능감을관계효능감과자기주장효능감으로세분화하여행복과의관계를살펴보았는데, 특히관계효능감은전반적인생활만족을설명하는데예측력이비교적높은변인인것으로나타났다. 대학생의경우관계효능감과자기주장효능감이높은사람일수록친구관계의긍정적경험을통해서행복이증가하는것으로나타났다. 권영주등 (2007) 은서울과경인지역의 4년제대학생 378 명을대상으로분석한연구에서자기효능감은행복과긍정적인관계가깊음을확인하였고, 윤갑정 (2012) 도대학의보육학과양성과정에재학중인 1학년에서 4 학년까지의예비보육교사 269 명을대상으로분석하여자기효능감이행복에긍정적인영향을주는것을확인하였다. 이러한선행연구를근거로다음과같은가설을설정하였다. < 가설 1> 자기효능감이높을수록행복을많이느낄것이다. < 가설 1-1> 자기효능감초기값이높을수록행복초기값이높을것이다. < 가설 1-2> 자기효능감초기값이높을수록행복변화율이높을것이다. < 가설 1-3> 자기효능감변화율이높을수록행복변화율이높을것이다. 나. 행복과자기주도학습과의관계 행복과자기주도학습과의관계관련된선행연구를살펴보면직접행복과관련된연구보다는행복과유사한변인인생활만족도와자기주도학습과의관계를분석한연구가있다. 유귀옥과정지웅 (1998) 은성인학습자 292 명을대상으로분석한연구에서생활만족도가자기주도학습에유의한정 (+) 의효과가있는것으로확인하였고이러한결과는 Brockett(1983), Curry(1983), 조한익과이성원 (2013) 의연구결과와도같다. 이러한선행연구를토대로다음과같은가설을설정하였다.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 109 < 가설 2> 행복을많이느낄수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 2-1> 행복초기값이높을수록자기주도학습초기값이높을것이다. < 가설 2-2> 행복초기값이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. < 가설 2-3> 행복변화율이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. 다. 자기효능감과자기주도학습과의관계 사회심리학적변인의하나인자기효능감이자기주도학습에미치는영향의선행연구를살펴보면, Pintrich 와 Garcia(1991) 는자기효능감과자기주도학습사이에긍정적인상관이있음을확인하였다. 박형근 (2009) 은 7개도에소재한중 고등학교학생을대상으로한연구에서학업적자기효능감이학습의진행상황결과를예측할수있는학습자변인임을확인하고학업적자기효능감의하위요인인학습과제선호는자기주도학습과밀접한관련이있음을보고하였다. 차윤지 (2011) 는인천광역시에소재한평생학습관의평생교육참여여성을대상으로한연구에서평생교육여성학습자의자기효능감의수준이높으면자기주도학습준비도가높은것으로확인하였다. 마성옥 (2011) 은서울, 경기지역에재학중인고등학생을대상으로연구를수행하여고등학생의자기주도학습능력이자기효능감과학업성취의관계를조절하는유의한긍정적인효과가있음을확인하였다. 박시남과최은수 (2012) 는전국 20여개사립대학교교직원을대상으로자기효능감이하위변인으로포함된긍정심리자본이자기주도학습에유의미하게긍정적인영향을주는것을확인하였다. 이러한선행연구를바탕으로다음과같은가설을설정하였다. < 가설 3> 자기효능감이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 3-1> 자기효능감초기값이높을수록자기주도학습초기값이높을것이다. < 가설 3-2> 자기효능감초기값이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. < 가설 3-3> 자기효능감변화율이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. 라. 자기효능감, 행복및자기주도학습과의관계 앞에서제시하였듯자기효능감과행복, 행복과자기주도학습과의관계에대한연구는어느정도있지만세개의변인을함께논의한연구는거의없다. 하지만앞서서술한
110 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 각변인과의관계를종합하여유추해볼때다음과같이자기효능감에서행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과의유의성에대한가설을설정하였다. 그리고각변인간의효과크기의차이에대해서도다음같이추론하여설정하였다. < 가설 4> 자기효능감이행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과는유의할것이다. < 가설 5> 자기효능감이행복에미치는효과가자기주도학습에미치는효과보다클것이다. < 가설 6> 행복보다자기효능감이자기주도학습에미치는효과가클것이다. 마. 이론적틀 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복을매개로자기주도학습에어떻게영향을미치는지를살펴보고, 그간접효과의유의성을확인하고자하는것이다. 잠재변수인자기효능감은외생변수이고행복은매개변수이자내생변수이며자기주도학습은종속변수이다. 그리고행복에대한측정은한문항의지표변수를사용하였고이것도매개변수이자내생변수의하나로사용하였다. 이에대학생의자기효능감이자기주도학습에영향을미치는변수간의잠재성장관계를규명하고자 [ 그림 1] 의이론적틀을설정하였다. 이러한분석의틀은다음과같은가설을검증하고자설정된것이다. [ 그림 1] 이론적틀
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 111 < 가설 1> 자기효능감이높을수록행복이높을것이다. < 가설 2> 행복이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 3> 자기효능감이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 4> 자기효능감이행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과는유의할것이다. < 가설 5> 자기효능감이행복에미치는효과가자기주도학습에미치는효과보다클것이다. < 가설 6> 행복보다자기효능감이자기주도학습에미치는효과가클것이다. Ⅲ. 연구방법 1. 자료수집및조사대상 본연구에서는한국직업능력개발원에서실시하고있는한국교육고용패널 (KEEP) 자료를사용하였다. 한국교육고용패널조사는청장년층의교육관련정보와함께노동시장간의관계를더욱깊이있게분석할목적으로 2004 년에전국중3, 고3( 전문계고포함 ) 등 6,000 명을대상으로 1차조사를진행하고, 조사대상자를매년추적하여 2012년 9차조사까지진행된대표적인패널자료이다. 본연구에서는 2010년 (7 차 ), 2011년 (8 차 ), 2012년 (9 차 ) 의중학교코호트와고등학교코호트 ( 전문계고포함 ) 의설문조사자료를사용하였고 2012학년도를기준으로전문대학및대학재학 ( 휴학, 수료포함 ) 중인대학생 893명에서이상치 19명을뺀 874 명의설문지를토대로분석하였다. 잠재성장모델분석은넓은의미에서구조방정식모델에포함되는데, 구조방정식모델분석을위한충분한사례수는학자마다다소차이가있다. 문수백 (2009) 은자유모수수를기준으로적절한표본크기를추정할수있는기준을제시하는데이는자유모수수에따라최소 1 : 10 이상되어야한다고한다. 본연구에서이기준을적용하면자유모수 18 개에대한 874개표본수는 1 : 48.6 비율로이조건을충분히충족한다고할수있다. 조사대상자의인구통계학적특성은 < 표 1> 과같다.
112 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 1> 연구대상의인구통계학적특성 (2012 년시점, n=874) 성별 학교유형 항목빈도백분율항목빈도백분율 남 514 58.8 중3 코호트 545 62.4 코호트여 360 41.2 고3 코호트 329 37.6 2년전문대 77 8.8 1학년 51 5.8 3년전문대 30 3.4 2학년 154 17.6 4년전문대 5 0.6 재학학년 3학년 178 20.4 4년제대학교 743 85.0 4학년 422 48.3 기타 19 1.3 4학년이상 69 7.9 2. 측정도구및자료분석 본연구에서사용한자기주도학습은설문지일반적특성 I에서평소수업태도에관한질문중수업에임할때복습, 예습및과제를성실히수행하는지의예시질문으로 복습을충실히한다., 예습을충실히한다., 과제를성실히한다. 등세문항을사용하였다. 이것은대학생이수업에임하는태도인예습, 복습및과제를성실히수행하는모습은 타인의도움없이자기스스로주도권을가지고학습목표를설정하고효율적인학습전략을사용하는것 이라고정의하는자기주도학습의한측면을나타낼수있다고판단하였기때문이다. 자기효능감의측정문항은설문지의일반적특성 II에서자신에대한질문으로 내가무엇을잘하는지알고있다., 내가결정해야할일을무리없이결정한다., 내가계획한것은잘할수있다. 로 5점리컷척도로묻는세문항을사용하였다. 이것은자기효능감, 즉 어떤상황에서내가나의능력으로할수있다고믿는것 을가장가깝게표현한문항으로판단된다. 행복의측정은 귀하는얼마나행복합니까? 로 10점척도로측정한단일문항을사용하였다. 세변수모두 2010 년, 2011 년및 2012 년에걸쳐조사한패널데이터를 2012년대학재학중인학생을기준으로결합하여연도별평균하여분석하였고측정도구의신뢰도인크롬바흐알파 (Cronbach s α) 값은 < 표 2> 와같다.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 113 < 표 2> 측정도구의신뢰도 (n=874) 측정변수 변수 문항내용 문항수 신뢰도 F6Y13005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감10 F6Y13008 나자신이무리없이결정 1.766 F6Y13009 내가계획한것을잘함 1 F7Y14005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감11 F7Y14008 나자신이무리없이결정 1.770 F7Y14009 내가계획한것을잘함 1 F8Y15005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감12 F8Y15008 나자신이무리없이결정 1.793 F8Y15009 내가계획한것을잘함 1 F6Y01074 복습을충실히함 1 자기주도10 F6Y01075 예습을충실히함 1.636 F6Y01076 과제를성실히함 1 F7Y01074 복습을충실히함 1 자기주도11 F7Y01075 예습을충실히함 1.624 F7Y01076 과제를성실히함 1 F8Y01074 복습을충실히함 1 자기주도12 F8Y01075 예습을충실히함 1.648 F8Y01076 과제를성실히함 1 행복10 F6Y13015 현재행복정도 1 행복11 F7Y14015 현재행복정도 1.753 행복12 F8Y15015 현재행복정도 1 본연구에서의자료분석은 SPSS 18.0 for Windows 을통하여자료의성격과단변량분석의가정을점검하였다. 또한, Amos(18) 와 Mplus (7.2) 프로그램을함께이용하여잠재성장모델을분석하고유령 (phantom) 변수와부스트래핑 (bootstrapping) 을적용하여간접효과의유의성및인과효과크기를검증하였다. 잠재성장모델에서는각변인의시간에따른개인내변화양상을모델에반영하여살펴볼수있다는장점이있다. 그리고횡단매개모델에서검증하기어려운독립변인매개변인, 종속변인의변화율간의관계를확인할수있는장점도있다 ( 박현정 이진실, 2013).
114 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅳ. 연구결과및논의 1. 측정변수의기술통계 주요변인들의기술통계치를 < 표 3> 에서확인해보면자기효능감의평균은 7차년도 3.58, 8차년도 3.62, 9차년도 3.64 로점점증가하는경향을보였고, 자기주도학습도 7 차년도 3.33, 8차년도 3.37, 9차년도 3.41 로점점증가하는경향성을보였다. 반면행복은 7차년도 6.87, 8차년도 6.91, 9차년도 6.87 로일정한방향으로변화가없는것으로나타났다. 주요변인들의왜도 3.0 이하첨도 7.0 이하의기준에포함되어단변량정규분포를충족하였다 ( 문수백, 2009; Kline, 2011). 그런데관찰변수들이각각의분포가정상분포이어도다변량분포가항상정규분포를이룬다고보증하지는못하지만정상분포일개연성은높다할수있다. 이에다변량정규분포성을충족하기위한단변량정규분포정규성의조건이충족되고있다 ( 이기종, 2012). < 표 3> 주요변인간상호상관행렬 (n=874) 변인 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1. 자기효능감10 1 2. 자기효능감11.517** 1 3. 자기효능감12.487**.541** 1 4. 자기주도학습10.289**.267**.219** 1 5. 자기주도학습11.234**.356**.214**.508** 1 6. 자기주도학습12.224**.246**.299**.452**.499** 1 7. 행복10.426**.286**.269**.215**.158**.161** 1 8. 행복11.284**.367**.246**.104**.177**.173**.519** 1 9. 행복12.281**.247**.351**.160**.143**.207**.491**.503** 1 평 균 3.58 3.62 3.64 3.33 3.37 3.41 6.87 6.91 6.87 표준편차.688.684.655.666.662.659 2.100 1.943 1.939 왜 도 -.366 -.418 -.242 -.151.028 -.144 -.819 -.907 -.815 첨 도.429.700.174.558.589.668.645 1.101.722 주 : ** 는 p<.05 에서통계적으로유의.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 115 2. 잠재성장모델분석 잠재성장모델분석은기본적으로 2단계를거쳐서분석한다. 1단계를비조건적모델 (unconditional model) 분석단계라하고, 2단계를조건적모델 (conditional model) 분석단계라부른다. 1단계인비조건적모델분석단계에는일정기간에변화곡선 ( 종속변수변화추이 ) 을측정한다음각개인의반복측정치 (repeated measures) 자료에적용시킨다. 비조건모델분석을통해서평균변화곡선의초기값과변화율을구할수있다. 2단계는조건적모델을분석하는단계인데이단계에서는원자료가아니라 1단계에서얻어진잠재요인 (latent factor) 으로의초기값, 변화율을다양한예측요인들을연결해초기값에영향을미치는요인들, 변화율에영향을미치는요인들을찾아내는단계라할수있다 ( 김계수, 2009). 가. 비조건적모델분석 자기효능감, 행복, 자기주도학습의변화에대한변화함수를결정하기위하여잠재성장모델의비조건적모델분석을시행하였다. 비조건적모델분석에는무변화모델, 선형변화모델, 2차년도변화모델, 3차년도변화모델등네가지유형이있는데본연구에서는무변화모델과선형변화모델두가지로분석을진행하였다. < 표 3> 에제시된 7차, 8차및 9차시점의평균변화를바탕으로각요인에대한무변화모델또는선형변화모델을검토하고, 세시점에서변화가일관성있게증가하는자기효능감과자기주도학습의경우선형변화모델을적용하였다. 세시점에서변화가일관성있게증가하거나감소하지않고, 증가하다감소하는형태를보이는행복은무변화모델을적용하였다. 이에각요인의모델적합도와비조건적모델에대한결과인초기값, 평균및분산을 < 표 4> 에제시하였다. < 표 4> 에서 7차, 8차, 9차시점에서자기효능감과자기주도학습은무변화모델을적용한결과모델의적합도가좋지않은것을알수있다. 반면, 선형변화모델을적용한결과적합도가매우만족한수준으로나타났다. 그런데행복은무변화모델과선형변화모델의적합도차이가거의없고오히려 RMSEA HI 에서는무변화의적합도가좋게나타나고있다. 그리고변화율평균은유의수준.05 수준에서통계적으로유의하지않게나타났다. 이것은행복이선형변화보다는무변화에더적합하다는것을의미한다.
116 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 4> 각요인의적합도와비조건적모델에대한결과 (n=874) RMSEA 초기치변화율변인변화 χ² df TLI (LO/HI) 평균분산평균분산.050 무변화 12.63 4.990 3.62**.24** - - 자기 (.020/.082) 효능감.000.023 선형변화.270 1 1.003 3.58**.27**.034** (.000/.072) (p=.069).000 무변화 3.21 4 1.001 6.88** 1.99** - - (.000/.046) 행복.000 선형변화.445 1 1.003 6.88** 2.32**.002.005 (.000/.078).055 자기무변화 14.8 4.986 3.37**.21** - - (.027/.087) 주도학습선형변화.026 1 1.005 3.33**.25**.039** 주 : ** 는 p<.05 에서통계적으로유의..000 (.000/.047).022 (p=.084) 비조건적모델분석을통하여자기효능감, 자기주도학습은시간경과에따라통계적으로유의하게변하는것을알수있다. 또한, 자기효능감, 자기주도학습초기치의분산이유의수준.05 에서통계적으로유의하게나타났기때문에개인의차가존재하는것을알수있다. 반면자기효능감변화율의분산은.023(p=.069) 이고자기주도학습변화율의분산도.022(p=.084) 로유의수준.05 에서통계적으로유의하지않아개인차가존재하지않는것으로나타났다. 하지만평균변화율추정치 (.34/.39) 와비슷한크기를나타내고있어무시할정도의값은아니라고할수있다. 그리고행복은시간경과에따른변화보다무변화가적합하고초기치분산이유의수준.05 에서통계적으로유의하게나타나개인의차가존재함을알수있다. 나. 조건적모델분석 잠재성장의비조건적모델분석에서자기효능감과자기주도학습은시간경과에따른선형변화모델이적합한것으로나타났고, 반면행복은무변화모델이더적합한것으로나타났다. 이에행복은잠재성장조건적모델에서무변화매개변인으로설정할수있다. 이에자기효능감, 행복, 자기주도학습의비조건적모델을결합하여잠재성장의조건적모델을설정하고직접효과분석을실행하였다. 최대우도추정방법을통한모델부합도의결과는 χ²=161.47(df=27, p=.001) 로나
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 117 타났고, RMSEA=.065 (LO:.076, HI:.087), NC=5.98, SRMR=.034, TLI=.923, CFI=.942 등의부합도지수를나타내었다. Browne 과 Cudeck(1993) 에따르면 RMSEA 값은.05 이하이면좋은부합도이고.05 에서.08 사이면적합한부합도이며.10 이상이면부적절한부합도라하였다. TLI 와 CFI 는 1부터 0의연속체에따라다르게나타나며그값이.90 이상이면부합도가좋다고할수있다 ( 김주환외, 2011; 문수백, 2009). < 표 5> 과같이 χ² 를제외하고모두적합하다는것으로나타났다. < 표 5> 잠재성장모델부합도결과 (n=874) RMSEA NPAR χ² NC df SRMR TLI CFI AVE LO90 HI90 27 161.47 5.98 27.034.923.942.076.065.087 분석결과모수추정치에서유의하지않은경로가있음을확인할수있었다. 행복초기값에서자기주도학습초기값에미치는경로와자기효능감초기값이자기주도학습변화율에미치는경로는유의수준.05 에서통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 그래서잠재성장의조건적모델내변수간의직접효과에대한모수치추정결과는 [ 그림 2] 와같다. [ 그림 2] 잠재성장모델의모수치추정결과 ( 표준화계수 )
118 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 잠재성장모델의조건적모델의모수추정은 < 표 6> 과같다. < 표 6> 잠재성장조건적모델의모수추정 (n=874) 경로 비표준화계수 표준화계수 표준오차 CR p 효능감초기값 행복초기값 a 1.681.617.126 13.381.001*** 행복초기값 학습초기값 b -.013 -.036.025 -.510.610 행복초기값 학습변화율 c.032.308.015 2.177.029** 효능감초기값 학습초기값 d.509.530.072 7.098.001*** 효능감초기값 학습변화율 e -.057 -.203.043-1.316.188 효능감변화율 학습변화율 f.575.602.212 2.708.007*** 주 : ** 는 p<.05에서, *** 는 p<.01에서통계적으로유의. 이에가설로설정된경로에대한 C.R. 값과 p 값을검토하여인과효과의유의성을확인하였다. 첫째, 효능감초기값이행복초기값에미치는영향을분석한결과, C.R. =13.381, p=.001로유의수준.01 에서유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그리고비조건모델분석에서행복이무변화모델로확인되어 < 가설 1-2> 와 < 가설 1-3> 은검증이가능하지않았다. 둘째, 행복초기값이자기주도학습초기값에미치는영향을분석한결과, C.R.=-.510, p=.610로유의수준.05 에서통계적으로유의미하지않은것으로나타났다. 그리고행복초기값이자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=2.177, p=.029로유의수준.05 에서통계적으로유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그런데행복의변화율이미치는효과는행복이무변화로확인되어검증할수없었다. 셋째, 자기효능감초기값에서자기주도학습초기값에미치는영향을분석한결과, C.R.=7.098, p=.001로유의수준.05 에서유의한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그리고자기효능감변화율에서자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=2.708, p=.001로유의수준.05 에서유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그러나자기효능감초기값에서자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=-1.316, p=.188 로유의수준.05 에서유의미하지않은것으로나타났다.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 119 다. 연구모델의간접효과유의성및효과크기검증 간접효과분석에서 Shout 와 Bolger(2002) 는실증연구를통하여계수값 a와 b가각각다변량정규분포를이룬다고하더라도간접효과인 a*b 는반드시정규분포를이룬다고가정할수없음을확인한다. 그래서자료가비정규분포를이룰때사용하는부스트래핑 (bootstrapping) 을권장한다. 부스트래핑은표본자료를이용하여모집단에대한경험적분포를형성하는것으로표본자료로부터그표본크기 n과같은수의표본자료를 k번복원추출하여형성하는방법이다 ( 문수백, 2009; 홍세희, 2011). 부스트래핑을통해서간접효과를검증하기위해서유령 (phantom) 변수를이용하는데유령변수는존재하지않는변수로분산은 0으로고정하고요인적재값에측정하고자하는간접효과의경로를고정 (constrain) 하여생성한다. 유령변수를추가하여도변수의모수들이모두고정되어서모델부합도에는전혀영향이없다 (Loehlin, 2004). 이러한유령변수는모수고정이가능한 LISREL 이나 Mplus 프로그램에서사용할수있는방법이다 ( 홍세희, 2011; Cheung, 2009). [ 그림 3] 유령변수를이용한매개효과및효과크기검증 본연구에서는유령변수를이용해매개효과및개별변수간의효과크기를검증을위하여모수고정이가능한 Mplus(7.2) 프로그램을사용하였다. [ 그림 3] 과같이자기효
120 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 능감초기값에유령변수를설정하여분산을 0으로고정하고요인적재값에는 (a*c), (a-d), (f-c) 를각각차례대로설정하고부스트래핑을 1,000회시행하여분석하였다. 그결과는 < 표 7> 과같다. < 표 7> 유령변수를이용한간접효과및직접효과의크기비교 경로 비표준화 lower 2.5% 95%CI upper 2.5% 효능감초기값 행복초기값 학습변화율 a*c.053.012.109 a 효과와 d 효과의크기비교 a-d (= a > d) 1.172.894 1.474 f 효과와 c 효과의크기비교 f-c (= f > c).543.224 1.763 주 : 95% 신뢰구간 (CI) 간격은 0 을포함하지않을때.05 에서통계적으로유의함. < 표 7> 은이러한결과를나타낸다. 첫째, 자기효능감초기값에서행복초기값를매개변수로자기주도학습변화율에이르는간접효과는유의수준.05 에서통계적으로유의미한것으로나타났다. 이것은행복초기값이자기주도학습의초기값에영향을미치기보다는자기주도학습변화율을통하여자기주도학습에긍정 (+) 적인영향을미치는것을의미하는것이다. 둘째, 자기효능감초기값에서행복초기값에미치는효과가자기효능감초기값에서자기주도학습초기값에미치는효과보다유의수준.05 에서통계적으로유의하게큰것으로나타났다. 셋째, 자기주도학습의변화율에미치는효과는자기효능감변화율의효과가행복초기값의효과보다유의수준.05 에서통계적으로유의하게큰것으로나타났다. 라. 논의 실증분석을통해도출된연구의결과를가설에따라살펴보면다음과같다. 가설 1의결과는첫째, 자기효능감이높을수록행복을많이느끼는것으로나타났다. 이것은자기효능감이행복에긍정적인영향을미친다는기존연구결과와같은것이다 ( 구재선, 2005; 권영주외, 2007; 김홍순, 2010; 윤갑정, 2012). 하지만기존선행연구는횡단자료를분석하여시간에따른변화추이는확인할수없다는한계를지니고있다. 본연구에서는패널데이터분석을통하여단순히자기효능감이행복에긍정적영향을미친다
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 121 는결과뿐만아니라대학생의자기효능감은시간경과에따라점점증가하는선형변화를나타내고있지만, 행복은선형변화보다는무변화를보이고있다는것을확인할수있었다. 이에행복의변화율이무변화로나타나행복의변화율을가정한 < 가설 1-2> 와 < 가설 1-3> 은기각되었다. 결과적으로대학생의재학기간중학년이올라갈수록자기효능감이대학생활의적응등여러가지긍정적요인에의하여증가하는것을의미하고, 반면행복에대한느낌은학년이올라갈수록특별한변화없이일정하게유지되고있음을확인할수있었다. 가설 2에대한결과는대학생이행복을많이느낄수록자기주도학습능력이높은것으로나타났다. 이것은선행연구에서행복과유사한변인의하나인생활만족도가자기주도학습에긍정적인영향을미친다는연구결과 ( 유귀옥 정지웅, 1998; 조한익 이성원, 2013; Brockett, 1983; Curry, 1983) 와같다. 하지만본연구에서는기존의선행연구인횡단자료보다시간경과가반영된종단자료를분석하여행복의초기값이자기주도학습의변화율에만영향을미치는것으로확인하였다. 이는행복초기값이자기주도학습의초기값에영향을미치는것으로가정한 < 가설 2-1> 은유의미하지않은것으로나타났으며 < 가설 2-3> 은행복은무변화로나타나가설자체가성립하지않는것으로판단할수있다. 결과적으로행복한학생일수록자기주도학습의증가에긍정적으로유의미한영향을준다는것을알수있었다. 가설 3에대한결과는대학생이자기효능감이높을수록자기주도학습능력이높은것으로나타났다. 이러한연구결과는자기효능감과자기주도학습사이에긍정적인효과가있다는연구결과와일치한다 ( 마성옥, 2011; 박형근, 2009; 차윤지, 2011; Pintrich & Garcia, 1991). 본연구에서는특히자기효능감의초기값이자기주도학습의초기값에긍정적으로유의미하게영향을주고있으며, 자기효능감변화율이자기주도학습변화율에도긍정적으로유의미하게영향을미치는것으로나타났다. 하지만 < 가설 3-2> 의자기효능감초기값이자기주도학습변화율에는유의미하게영향을미치지는못하는것으로나타났다. 결과적으로대학생에게자기효능감은자기주도학습에중요하게영향을미치는변인임을다시한번확인할수있었다. 가설 4에대한결과는대학생의자기효능감초기값이행복을매개변인으로하여자기주도학습변화율에영향을주었다. 이는자기효능감과자기주도학습사이에행복은종단매개변인의역할을하는것을의미한다. 가설 5에대한결과는자기효능감초기값에서행복초기값에미치는효과크기가자기
122 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 주도학습초기값에미치는효과크기보다큰것으로나타났다. 이것은자기효능감이자기주도학습보다행복에더큰영향력을미치기때문에행복한대학생활을위해서는대학생의자기효능감을높여주는것이매우필요함을시사한다고할수있다. 가설 6에대한결과는자기주도학습의변화율에미치는효과크기에서, 자기효능감변화율의효과크기가행복초기치의효과크기보다큰것으로나타났다. 자기주도학습을높이는데도행복보다자기효능감이매우큰영향을주는변인임을확인할수있었다. Ⅴ. 결론및제언 본연구가가지는의의는대학생들이대학에서의학업수행뿐만아니라졸업이후직장에서의자기계발등평생의학습과정에서자기주도학습능력의증진이필수적이며이를위해서는자기효능감및행복의초기값과변화율이자기주도학습에어떻게영향을미치는지를파악하는것이중요한데, 본연구에서그관계를분석하였다는점에있다하겠다. 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복의매개변수를통하여자기주도학습에영향을미치는종단적과정을분석하고실제로자기효능감이자기주도학습에어떻게영향을미치는지를대학생들을대상으로검증한것이다. 즉대학생들의자기주도학습에영향을미치는변수인자기효능감, 행복간의잠재성장의구조적관계를분석하는것이다. 이와같은연구목적을달성하기위하여이론적틀을구성하고이를분석하여도출된연구결과및이에대한관리적시사점은다음과같다. 첫째, 대학생의자기효능감과자기주도학습은시간경과에따라점점증가하는변화를보이고있으나행복은시간에따라일정한방향으로증가하거나감소하지않는것으로나타났다. 이것은대학생의자기효능감고양을위해서대학이프로그램개발과이를적용함으로써자기주도학습능력을높일가능성을나타낸다할수있다. 그리고행복은프로그램이나학습을통해서변화되는것보다는자기효능감의증대를통해서행복을높일수있음을시사한다. 둘째, 대학생의자기효능감의초기값은행복의초기값에영향을미치는주요변인중하나이다. 특히자기주도학습초기값에미치는효과크기와비교하였을때도행복에미치는효과가자기주도
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 123 학습에미치는효과보다크게나타나고있다. 이것은행복에긍정적인영향을미치는긍정심리자본의하나인자기효능감이매우중요함을나타내는것이라할수있다. 셋째, 행복은자기주도학습변화율에영향을미치는주요변인이다. 대학생활에서행복을많이느끼는학생일수록자기주도학습의변화가더욱많다는것을의미한다. 넷째, 변화율에있어서는대학생의자기효능감변화율은행복초기값보다자기주도학습변화율에크게영향을주는변인이다. 즉, 자기주도학습이많이변화되기위해서는자기효능감을많이변화시키는것이행복을높이는것보다효과가크다는것을의미한다. 다섯째, 대학생의자기주도학습에대한간접효과를보면자기효능감초기값이행복초기값을매개로자기주도학습변화율에이르는경로로영향을미친다. 이는자기효능감이높고행복을많이느끼는대학생은자기주도학습의변화되는증가폭이높다는것을나타내는것이다. 본연구의결과를종합적으로정리하여다음과같은관리적시사점을도출하였다. 첫째, 자기효능감증대에초점을맞춘인성교육프로그램개발필요하다. 둘째, 대학생의행복한대학생활을위한교육인프라구축이필요하다. 셋째, 자기주도학습의중요성인식및개발프로그램의도입이필요하다. 본연구가가지는한계및후속연구를위한제언은다음과같다. 첫째, 본연구에서는직업능력개발원에서정기적으로실시하는패널데이터를활용함으로써학자마다다양하게정의하고있는자기효능감의구성개념을포괄적으로구성하지못하고일부측정변인으로잠재변인을구성하여개념타당도에한계가있을수있다. 둘째, 본연구에사용된행복의측정변인은현재행복의정도를묻는단일문항으로그측정이제한적일수있으며신뢰도의문제가제기될가능성있다. 셋째, 본연구에서는학자마다다양하게정의하고있는자기주도학습의측정도구를사용하기보다는대학생의수업태도중예습, 복습및과제수행의성실성과충실성에대한측정결과의공분산을사용하여잠재변인을구성하였다. 이것은기존의자기주도학습의일반적인개념에대한타당도의문제가제기될가능성이있다. 마지막으로자기효능감에서자기주도학습에영향을미치는변인과의관계를단층종단자료로분석하여학교수준의결과를개인수준으로일반화하는생태학적오류와개인수준의결과를학교수준으로일반화하는원자론적오류를유발 ( 홍세희, 2012) 하는한계를가지고있다. 이에개인효과와학교효과를구분하여분석하는다층분석을통하여자기주도학습에영향을미치는변인들과의관계를더욱세밀히분석하여야할것이다.
124 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 참고문헌 권세원 이애현 송인한 (2012). 청소년행복감에관한연구 : 청소년탄력성모델 (Adolescent Resilience Model) 의적용, 한국청소년연구, 제23권제2호, 39 72쪽, 한국청소년정책연구원. 권영주 박영신 김의철 (2007). 대학생의정서적지원과자기효능감및학업성취와행복의관계분석, 한국교육문제연구, 제25권제2호, 153 172쪽, 중앙대학교한국교육문제연구소. 구재선 (2005). 성격, 효능감, 생활경험과주관적행복의관계 : 토착심리학적접근, 중앙대학교대학원박사학위논문. 김계수 (2009). 잠재성장모델링과구조방정식모델분석, 한나래출판사. 김성은 (2006). 자기주도학습과관련변인분석, 비서학논총, 제15권제2호, 5 29 쪽, 한국비서학회. 김아영 박인영 (2001). 학업적자기효능감척도개발및타당도연구, 교육학연구, 제39권제1호, 95 123쪽, 한국교육학회. 김주환 김민규 홍세희 (2009). 구조방정식모형으로논문쓰기, 커뮤니케이션북스. 김홍순 (2010). 청소년행복에관한감사조절모형의연구, 경기대학교대학원박사학위논문. 마성옥 (2011). 고등학생이지각한학업적자기효능감과학업성취와의관계 - 자기주도적학습능력의조절효과 -, 명지대학교사회교육대학원석사학위논문. 문수백 (2009). 구조방정식모델링의이해와적용, 학지사. 박시남 최은수 (2012). 사립대학교행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는변인들간의구조적관계, 교육행정학연구, 제30권제1호, 397 420쪽, 한국교육행정학회. 박현정 이진실 (2013). 잠재성장모형과자기회귀교차지연모형을활용한종단매개효과검증 : 부모자녀관계가자아존중감을매개로우울에미치는영향, 교육평가연구, 제26권제1호, 83 106쪽, 한국교육평가학회.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 125 박형근 (2009). 동기요인과자기주도학습의관계에서학습몰입의매개효과분석, 홍익대학교대학원박사학위논문. 송창용 손유미 (2013). 청소년의행복결정요인, 제8회교육고용패널학술대회논문집, 한국직업능력개발원. 이경열 (2009). 행복증진프로그램개발, 상담학연구, 제10권제2호, 1259 1275쪽, 한국상담학회. 이기종 (2012). 구조방정식모형 : 인과성 통계분석및추론, 국민대학교출판부. 이윤옥 (2006). 자기주도학습개념분석및측정도구개선방안에관한제언, 아동교육, 제16권제1호, 19 30쪽, 한국아동교육학회. 유귀옥 정지웅 (1998). 성인학습자의자기주도성과관련된인구학적및사회심리학적변인, 평생교육연구, 제4권제1호, 119 149쪽, 한국평생교육학회. 유지원 김보경 강명희 (2014). 대학생의심리적자본이자기주도학습능력과학습참여에미치는영향, 학습자중심교과교육연구, 제14권제3호, 45 70쪽, 학습자중심교과교육학회. 윤갑정 (2012). 예비보육교사의목표, 만족도, 자기효능감및우울이행복에미치는영향, 한국보육지원학회지, 제8권제3호, 113 131쪽, 한국보육지원학회. 조한익 이성원 (2013). 사이버대학교신입생의삶의만족도와학업적응요인의관계에서학습전략의매개효과, 평생교육학연구, 제19권제1호, 85 112쪽, 한국평생교육학회. 진영은 이진욱 (2007). 자기주도학습에관한국내연구동향및과제, 한국교원교육연구, 제24권제1호, 221 249쪽, 한국교원교육학회. 통계청 (2014). 2014년 5월경제활동인구조사청년층및고령층부가조사결과, http://kostat.go.kr/portal/korea/kor_nw/2/1/index.board?bmode=read&aseq=32 8458. 홍세희 (2011). 구조방정식모형의다양한모형, 에스엔엠리서치그룹. (2012). 위계적자료분석을위한횡단다층모형, 에스엔엠리서치그룹. 허승연 (2009). 청소년의행복에영향을미치는생태체계변인, 숙명여자대학교대학원박사학위논문. 차윤지 (2011). 여성의평생교육참여동기유형에따른자기효능감과자기주도학습준비도차이, 중앙대학교교육대학원석사학위논문.
126 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 최인선 주은지 (2013). 청소년이지각한부모양육태도, 학업적자기효능감, 진로성숙도가자기주도학습에미치는영향, 청소년학연구, 제20권제10호, 169 206 쪽, 한국청소년학회. Bandura, A.(1986). Social fiundations of thoutht and action: Asocial cognitive theory, NJ: Prentice Hall..(1997). Self-efficacy: the exercise of control, New York: W.H. Freeman. Brockett, R. G.(1983). Self-directed learning readiness and life satisfactior among older adults, Syracuse University Doctoral dissertation. Browne, M. W., & Cudeck, R.(1993). Alternative ways of assessing model fit, in K. A. Bollen & J. S. Long(Eds.), Testing structural equation models, Newbury Park, CA: Sage. Caffarella, R., & O Donnell, J. M.(1991). Judging the quality of work-related, self-directed, Adult Education Quarterly, Vol.42 No.1, pp. 17 29. Cheung, M. W. L.(2009). Comparison of methods for constructing confidence intervals of standardized indirect effects, Behavior Research Methods, Vol. 41 No.2, pp. 425 438, doi:10.3758/brm.41.2.425. Confessore, S. J., & Kops, W. J.(1998). Self-directed learning and the learning organization: Examining the connection between the individual and the learning environment, Human Resource Development Quarterly, Vol.9 No. 4, pp. 365 375. Curry, M A.(1983). The analysis of self-directed learning readiness characteristics in older adults engaged in formal learning activities in two setting, Kansas University Doctoral dissertation. Diener, E.(1984). Subjective well-being, Psychological Bulletin, Vol.5, pp. 542 575. Diener, E., Suh, E., Lucas, R., & Smith, H.(1999). Subjective well-being: three decades of progress, Psychological Bulletin, Vol.125, pp. 276 302. Kline, R. B.(2011). Principles and practice of structural equation modeling(3rd ed.), NY: The Guilford Press. Knowles, M.(1975). Self-directed learning: A guide for learners and teachers, NY: Association Press.
잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 127 Kops, W. J.(1993). Self-Planned Learning of Managers in an Organizational Context, in Emerging Perspective of Self-Directed Learning(pp. 247 262), Oklahoma: Oklahoma Research Center for Continuing Professional and Higher Education of the University of Oklahoma. Loehlin, J. C.(2004). Latent variable models(4th ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Eribaum Associates. Lopez, S. J. (2008a). Positive psychology: Discovering human strengths(eds.), 권석만 정지현역 (2011), 인간의강점발견하기, 학지사. (2008b). Positive psychology: Growing in the face of adversity(eds.), 권석만 박선영 하현주역 (2011), 역경을통해성장하기, 학지사. Maddux, J. E. (2002). Self-efficacy: The power of believing you can, in C. R. Snyder & S. J. Lopez(Eds.), Handbook of positive psychology(pp. 277 287). NY: Oxford University Press. Pintrich, P. R., & Garcia, T.(1991). Student motivation and self-regulated learning: A LISREL model, IL: Annual American Education Research Association. Seligman, M. E. P., & Csikszentmihalyi.(2000). Positive psychology: An introduction, American Psychologist, Vol.55 No.1, pp. 5 14. Stajkovic, A. D., & Luthans, F.(1998). Social cognitive theory and self-efficacy: Going beyond traditional motivational and behavioral approaches, Organizational Dynamics, Vol.26, pp. 62 74. Shrout, P. E., & Bolger, N.(2002). Mediation in experimental and nonexperimental studies: New procedures and recommendations. Psychological Methods, Vol.7, pp. 422 445.
128 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract Longitudinal Relationships Between Self-Efficacy, Happiness and Self-Directed Learning in Korean University Students Latent Growth Curve Modeling Park Si-Nam The purpose of this study is to analyze longitudinal relationships between selfefficacy, happiness and self-directed learning in Korean university students latent growth curve modeling. To achieve this purpose, the Korea Education and Employment Panel data-sets were analyzed using Amos(18) and Mplus(7.2) programs. The major findings are as follows: first, the self-efficacy intercept had a significant positive effect on the happiness intercept. Second, the happiness intercept had a significant positive effect on the self-directed learning slope. Third, the self-efficacy intercept had a significant positive effect on the self-directed learning intercept. Furthermore, the self-efficacy slope had a significant positive effect on the self-directed learning slope. Fourth, the self-efficacy intercept had an indirect positive influence on the self-directed learning slope through the intervening variable of the happiness intercept. Fifth, self-efficacy had a more significant effect on happiness than the self-directed learning. Sixth, self-directed learning was more significantly affected by self-efficacy than by happiness. Key word: KEEP, self-efficacy, happiness, self-directed learning, latent growth curve modeling