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지각된 유능감과 교실목표구조에 의한

동기 변인 예측에 있어서 사회적 지지의 매개효과*

전 훈 봉 미 미**

김 성 일

고려대학교

<요 약>

이 연구에서는 수학과 영어 교과를 중심으로 학습자 개인의 지각된 유능감과 교실목표구조, 사회

적 지지 및 학습동기 변인 사이의 관련성을 조사하였다. 특히 사회적 지지 변인인 교사지지와 동료

지지가 교실목표구조와 동기 변인 사이를 매개하는지 여부를 구조방정식모형(SEM)의 적용을 통해 분

석하였다. 중학교 2학년 학생 329명을 대상으로 실시한 설문의 응답을 분석한 결과, 몇 가지 흥미로

운 결과가 관찰되었다. 첫째, 지각된 유능감은 수학과 영어 두 교과 모두에서 교사와 동료지지 및 자

기효능감, 숙달목표, 수행접근목표, 그리고 긍정적 교실정서를 정적으로 예측하였다. 둘째, 교실숙달

목표구조는 두 과목 모두에서 교사지지, 동료지지, 숙달목표를 정적으로 예측한 반면, 교실수행목표

구조는 교사지지와 동료지지는 부적으로, 수행접근목표, 수행회피목표 및 시험불안은 정적으로 예측

하였다. 셋째, 교사지지 변인은 예상과 달리 긍정적 교실정서 뿐 아니라 시험불안의 정적 예측변인으

로 작용하였다. 반면, 동료지지는 두 과목 모두에서 숙달목표의 정적 예측변인으로 나타났다. 넷째,

교사지지와 동료지지 변인의 매개효과를 검증한 결과, 이들 두 사회적 지지 변인은 지각된 유능감

및 교실목표구조가 학습자의 인지적․정서적 동기 변인을 예측하는 데 있어서 부분적인 매개변인의

역할을 수행하는 것으로 밝혀졌다. 이들 사회적 지지 변인의 매개효과는 교과에 따라 약간의 차이를

보였으나, 전반적으로는 일관된 양상을 보였다.

주제어 : 학습동기, 사회적 지지, 시험불안, 교실정서, 구조방정식모형

* 이 연구는 한국학술진흥재단의 연구비 지원으로 수행되었습니다(과제번호 KRF-2008-321-B00158).

** 교신저자, [email protected]

敎育心理硏究第 24 券第 4 號

The Korean Journal of Educational Psychology

2010, Vol. 24, No. 4, pp.999～1027

1000 敎育心理硏究 (第24卷, 第4號)

Ⅰ. 서 론

1. 연구의 필요성

동기란 목표를 성취하기 위한 활동이 시

작되고 유지되는 과정을 가리킨다(Pintrich &

Schunk, 2002, p.5). 학습동기는 학습환경에서

개인이 나타내는 개인차 변인 중 가장 중요

한 요인 중 하나로, 많은 최근 연구에서는

학업성취에 영향을 미치는 중요한 요인으로

학습자의 인지적 능력, 정의적 능력 외에

학습태도 및 학습동기 등을 강조하면서 이

들이 학습에 미치는 영향과 결과에 주목하

고 있다(Snow, 1986). 이에 따라 과거 연구에

서 학습과 관련된 인지적 구인(cognitive

construct) 중심의 연구가 주로 이루어진 반

면, 최근 연구에서는 성취동기, 불안, 학습

태도, 흥미 등 비인지적 혹은 정서적 구인

(affective construct)에 대한 관심이 증대되는

추세이다(Midgley, 2002).

이와 더불어 학업성취의 환경적인 측면에

대한 관심 역시 증가하고 있는데, 학습자가

속한 학교 및 단위 집단의 사회적․문화적

특성, 학습자와 교수자의 관계, 동료 관계,

교실문화 등이 학습동기와 학업성취에 영향

을 미치는 주요 변인으로 떠오르고 있다(김

성일, 윤미선, 2004; 봉미미, 2000). 특히

유․초등에서 중등으로 이어지는 발달과정

에서 나타나는 학습동기 저하 및 부적응 현

상의 경우, 단순히 발달 그 자체에 의한 결

과라기보다는 상급학교 진학에 따른 교실문

화의 변화를 반영한 것이라는 주장이 설득

력을 얻고 있다(Eccles et al., 1993; Stipek &

Daniels, 1988). 유․초등 학습환경이 개별 학

습자에게 충분한 학업적․사회적 지지를 제

공하며 동시에 학습자를 존중하는 양육적

성격이 강하다면, 중등 학습환경은 상대적

으로 개별 학습자에 대한 지지보다는 경쟁

이 강조되며 동시에 학습자가 원하는 수준

의 주도권은 제공되지 않는 특징을 지닌다.

자신의 삶에서 보다 많은 주도권과 결정권

을 갖기를 원하는 청소년기 학습자의 발달

적 특성에 부합하지 않는 이러한 학습환경

은 학생들에게 자신이 속한 학습환경이 억

압적이고 통제적인 것으로 인지하도록 만들

며, 학습환경에 대한 이러한 부정적인 지각

은 궁극적으로 학습동기와 학업성취의 저하

로 이어진다는 것이다.

이 연구에서는 이러한 주장을 근거로, 급

격한 변화가 시작되는 청소년기에 접어든

중학교 학생들을 대상으로 학습환경에 대한

지각과 학습동기 변인 사이의 관계를 조사

하였다. 구체적으로, 학습자가 지각한 스스

로의 학업적 유능감과 교실목표구조가 이들

의 인지적․정서적 동기 변인에 어떠한 예

측력을 갖는지 살펴보았으며, 나아가 교실

내에서의 사회적 지지 요인들이 이들 변인

들 간의 관계를 매개하는지 여부를 분석하

였다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 지각된 유능감 및 교실목표구조와 학습동기

가. 지각된 유능감과 학습동기

지각된 유능감(perceived competence)이란

학습자 스스로 자신의 학업능력에 대해 갖

는 자신감을 가리킨다. 지각된 유능감은 과

거 자신의 수행에 대한 결과와 기억을 바탕

지각된 유능감과 교실목표구조에 의한 동기 변인 예측에 있어서 사회적 지지의 매개효과 1001

으로 형성되며, 후속 과제의 선택, 의사결정

및 실행의 모든 과정에 관여한다(Stipek &

Daniels, 1988). 자아와 관련된 신념 구인을

연구하는 많은 학자들은 지각된 유능감이

자아개념(self-concept)과 자기효능감(self-efficacy)

의 가장 중요한 구성요소이자 선행요인이라

는 점에 의견을 같이하고 있다(Bong &

Clark, 1999; Bong & Skaalvik, 2003; Pajares,

1996; Schunk & Pajares, 2005). 그러나 이들

구인은 다음과 같은 몇 가지 점에서 구분된

다. 먼저, 지각된 유능감은 보다 광범위한

수행 영역을 대상으로 한 자신의 능력에 대

한 평가이며, 따라서 과거 자신의 성공 및

실패 경험과 함께 타고난 소질과 적성에 관

한 믿음을 강하게 반영하고 있다. 이에 비

해, 자아개념과 자기효능감은 보다 명확히

정의된 수행 영역을 대상으로 형성된 보다

구체적인 믿음을 가리킨다. 지각된 유능감

과 자아개념의 경우 타인과 비교한 자신의

상대적인 우수성 혹은 열등함이 능력 평가

의 주된 기준으로 작용하는 반면, 자기효능

감의 경우 성공적인 과제수행을 능력 평가

의 우선 기준으로 삼는다. 또한, 지각된 유

능감과 자아개념이 자신의 현재 능력에 대

한 평가를 반영한다면, 자기효능감은 성공

적인 결과를 도출할 수 있을 것인지에 관한

미래 기대 및 확신을 반영하고 있다.

지각된 유능감의 발달은 부모, 형제, 또래

집단, 교사 등 유의미한 타인과의 상호작용

에 크게 좌우되는 것으로 나타났다(Harter,

1982). 이러한 지각된 유능감은 내적․외적

동기의 증진 및 과제에 대한 숙달과 흥미에

긍정적인 영향을 미치는 것으로 알려져 있

다(최정선, 김성일, 2004; Stipek, & Daniels,

1988). 지각된 유능감이 낮은 학습자의 경우

실패를 경험했을 때 자기방관자적이 되기

쉬우며, 이는 다시 학교 부적응, 학습 거부,

급우들과의 부조화, 경쟁 위주의 사고 등

바람직하지 못한 태도로 연결된다(고일진,

윤미선, 2006). 따라서 이 연구에서는 지각

된 유능감에 따른 학습동기, 시험불안과 교

실 정서의 관계를 살펴보고, 사회적 지지에

의한 매개효과가 있는지를 조사하였다.

나. 지각된 교실목표구조와 학습동기

교실 환경은 하나의 작은 사회집단으로,

학습자 및 학습자와 교수자의 관계에 대한

자료를 수집할 수 있는 최적의 장소이다.

Ames(1992)는 학습자가 주관적으로 인지하

는 교실의 성격, 특징 및 교실문화를 통틀

어 ‘지각된 교실목표구조(perceived classroom

goal structure; 이하 교실목표구조)’라 칭하고,

학습자는 수업시간에 다루어지는 학습과제

의 성격, 수업시간에 보이는 교사의 말이나

행동, 교수법 및 평가 방법, 교사와 학생과

의 관계, 그리고 교실 내 의사결정 과정 등

을 통해 교실목표구조의 성격을 파악하게

된다고 하였다.

교실목표구조는 크게 숙달목표구조

(classroom mastery goal structure)와 수행목표

구조(classroom performance goal structure)로 나

뉜다(Ames & Archer, 1988). 숙달목표구조를

지닌 교실에서는 성적보다는 새로운 지식

습득이 궁극적인 학습의 목표로 인식되며,

결과보다는 과정과 노력이 강조되는 교실문

화가 주를 이룬다. 과거로부터의 향상과 발

전이 평가의 주된 기준으로 작용하며, 문제

해결에 대한 학생들의 적극적인 관여가 이

루어진다. 이와 반대로, 수행목표구조를 지

닌 교실에서는 과제의 정확한 해결과 능력


이 강조되며, 다른 학습자와의 비교적 우위

를 증명함으로써 평가에서 유리한 고지를

선점할 수 있다. 따라서 학생들 간의 비교

와 경쟁이 교실문화의 큰 부분을 차지하게

된다. 학업성취도가 우수한 경우 교사와 동

료로부터 긍정적인 피드백을 받지만, 이 과

정에서 실패에 대한 두려움으로 인해 불안

수준이 높아진다. 또한 자신의 능력이 열등

하다는 인식을 주지 않기 위해 교사와 동료

로부터 필요한 도움요청을 회피하는 경향을

보인다(Roeser, Midgley, &　 Urdan, 1996;

Wolters, 2004). 교실수행목표구조는 특히 지

각된 유능감이 낮은 학습자들에게 부정적인

영향을 미치는 것으로 밝혀졌다(Dweck,

1986; Elliott & Dweck, 1988; Jagacinski,

Madden, & Reider, 2010).

학습자들은 또한 스스로 지각한 교실목표

구조와 일치하는 성취목표를 개인적으로도

추구할 가능성이 높은 것으로 드러났다(최

병연, 1998; Ames & Archer, 1988; Bong,

2005; Church, Elliot, & Gable, 2001; Midgley,

Anderman, & Hicks, 1995; Roeser et al., 1996;

Turner et al., 2002; Wolters, 2004). 즉, 자신

이 속한 교실이 숙달목표구조를 표방한다고

인식하는 학습자의 경우, 스스로도 새로운

것을 배워 익힘으로써 능력을 향상시키는

것을 학습의 궁극적인 목표로 삼는 숙달목

표(mastery goals)를 보다 강하게 추구하게 된

다. 반대로 교실에서 수행목표구조를 인지

한 학습자의 경우에는 자신도 동료와 비교

해 우월한 능력을 증명하려는 수행접근목표

(performance-approach goals) 또는 상대적으로

열등한 능력을 감추는 것을 궁극적인 목표

로 삼는 수행회피목표(performance-avoidance

goals)를 추구하게 된다. 이와 더불어, 교실

숙달목표구조는 학습자의 자기효능감을 증

진시키는 반면, 교실수행목표구조는 자기효

능감을 저하시킨다.

교실목표구조는 나아가 학습상황에서 느

끼는 학습자의 정서반응을 좌우하기도 한

다. 숙달목표구조의 교실에서는 긍정적 정

서를, 수행목표구조의 교실에서는 부정적

정서를 보다 강하게 느낄 가능성이 높은 것

으로 드러났다(Roeser et al., 1996). 그러나

학습자 개개인의 성취목표가 주관적 안녕감

이나 시험불안, 자아존중감 등의 정서적 반

응을 어떻게 예측하느냐에 관한 연구가 다

수 존재하는 것에 비해(소연희, 2007;

Sideridis, 2005), 교실목표구조가 학습자의 정

서적 동기 변인에 어떤 직접적 효과를 지니

는지에 관한 연구는 상대적으로 부족한 실

정이다.

2. 교실 안에서의 사회적 지지의 중요성

가. 사회적 지지의 개념

이 연구에서 사회적 지지(social support)란

학습자가 과제를 성공적으로 수행할 수 있

도록 돕는 학업적 지지와, 대인관계 문제에

대처하거나 동료와의 관계를 원만히 유지할

수 있도록 정보 및 의견을 제공하고 안정을

돕는 정서적 지지를 모두 포함하는 개념이

다(Dubow et al., 1991). 청소년기의 학령기는

저학년에서 고학년으로 진입하는 과정이며,

가정에서 보내는 시간보다 학교에서 보내는

시간이 더 많아지는 시기이기도 하다. 따라

서 학교에서의 사회적 지지는 청소년들에게

매우 중요하다(이석, 최진아, 이춘아, 1995;

허재경, 김유숙, 2005).

선행연구에 따르면, 사회적 지지를 충분


히 받고 있는 청소년이 그렇지 않은 청소년

에 비해 자기효능감과 자아존중감이 높으며

(김원철, 2001; 임유진, 2001), 학업적 스트레

스 및 문제에 대한 대처능력과 학업성취도

가 우수한 것으로 나타났다(Felner, Ginter, &

Primavera, 1982). 사회적 지지를 제공받는 것

이 청소년의 긍정적 발달에 도움을 준다면,

사회적 지지의 결핍은 스트레스 증가와 학

교 부적응 등 청소년의 심리적, 사회적 부

적응을 초래하는 것으로 알려져 있다(박현

미, 박영신, 김의철, 2006; 한종혜, 박성옥,

이영환, 1997). 전 생애적 관점에서 볼 때

사회적 지지가 청소년에게만 중요하다고 할

수는 없겠으나, 신체적․심리적․사회적으

로 급격한 변화를 겪는 청소년기의 긍정적

인 발달을 위해 사회적 지지가 매우 필요하

다는 사실은 틀림없다. 그럼에도 불구하고

사회적 지지에 관한 연구는 성인들을 대상

으로 보다 활발히 이루어져 왔으며, 아동이

나 청소년을 대상으로 한 연구는 상대적으

로 제한적이다(허재경, 김유숙, 2005). 이 연

구에서는 따라서 청소년이 인지한 교실목표

구조와 인지적․정서적 동기 변인 사이에서

사회적 지지가 수행하는 역할에 대해 조사

함으로써 청소년기 사회적 지지의 역할과

중요성을 다시 한 번 입증하고자 하였다.

나. 교사 및 동료 지지의 역할

교실에서 사회적 지지를 제공할 수 있는

주요 주체는 교사와 동료 학생이다. 교사-학

생 간의 관계 형성에 대한 연구는 다각도로

이루어져 왔다(지은림 외, 2003; 최성욱,

2004; Pianta & Nimetz, 1991; Tyler, 1964).

교사의 친밀감, 이해 공감, 신뢰감, 존중감,

유능감 등이 학생이 느끼는 교사지지(teacher

support)의 구성요인으로 보고되고 있다(류방

란, 2001; 최진영, 2005). 특히 교사-학생 간

신뢰는 학생들의 자아존중감, 학습동기, 학

업성취, 그리고 학급의 정서에 정적인 영향

을 주는 것으로 나타났다(이숙정, 2006;

Applebaum, 1995; Wentzel, 1997). 학생들은

일방적인 관계보다는 양방적인 관계에서 교

사에 대한 신뢰를 형성하고 교사로부터의

지지를 느끼며, 가족지지를 받지 못하는 청

소년에게는 교사지지가 보상의 역할을 하는

것으로 드러났다. 동시에 불신, 갈등 등의

요소들은 교사-학생 간 관계를 지배-복종

및 협력-반대의 특징으로 규정짓기도 한다

(Chen, 2008).

Duchesne과 Larose(2007)는 청소년들이 느

끼는 부모에 대한 애착이 학습동기 및 학업

성취도를 예측하는지 여부를 조사하면서,

교사로부터의 지지가 부모에 대한 애착과

학습 관련 변인 사이의 매개 역할을 하는지

조사하였다. 연구 결과, 부모와 바람직한 애

착 관계를 형성한 청소년의 경우 교사로부

터의 지지를 보다 많이 받고 있는 것으로

느꼈으며, 교사지지에 대한 이러한 인식은

다시 학습동기를 증진시키는 역할을 하였

다. 즉, 교사지지가 부모에 대한 애착과 학

습동기 사이를 매개하는 것으로 드러났다.

또한 Huges와 Kwok(2005)은 교사의 지원이

학생들의 교실참여를 통해 또래수용(peer

acceptance)을 향상시키는지를 조사하였다. 연

구자들은 연구에 참여한 초등학생들의 교사

를 대상으로 학생의 1차년도 외면화 문제

(externalizing problem), 교실참여 수준, 그리고

학생과의 관계에서 교사 본인이 제공하는

지원 정도에 대한 설문을 실시하였다. 또한

학생을 대상으로 실시한 사회측정적 인터뷰


(sociometric interview)에서 얻어진 동료지명

(peer nomination)을 계량화하여 또래수용을

측정하였다. 교실참여와 또래수용은 1, 2차

년도에 반복 측정되었다. 연구 결과, 1차년

도에 외면화 문제가 많은 학생일수록 보다

많은 교사의 지원을 받았으며, 1차년도에

제공된 교사지원은 학생의 2차년도 교실참

여와 또래수용을 정적으로 예측하였다. 이

러한 결과는 교사로부터의 지원이 학생의

학업적․사회적 발달에 장기적이고 긍정적

인 영향력을 제공한다는 증거로 받아들여지

고 있다.

교실 안에서의 사회적 지지의 또 다른 형

태로 친구지지 또는 동료지지(peer support)가

있다. 많은 연구들은 학교환경에서 가장 핵

심적인 관계변인이 바로 친구 또는 또래집

단과의 관계라고 밝히고 있다(Cowie &

Olafsson, 2000; Rutter, 1985). 다수의 연구에

서 교사의 지지보다 친구의 지지가 자아정

체감에 더 큰 직․간접적인 영향을 미친다

는 것이 확인되었으며, 교우관계는 대학생

집단보다 중․고등학생 집단에서 안정감과

소속감 형성에 보다 큰 역할을 하는 것으로

밝혀졌다(박아청, 이승국, 2000). 청소년기의

친구와 또래 집단은 또한 자신감, 자아존중

감, 즐거움 등 학교생활에서의 심리적인 요

인에 영향을 미치는 것으로 드러났다(Asher

& Parker, 1989; Dubow et al., 1991). 친구 또

는 또래의 지지를 받지 못하거나 괴롭힘을

당한 경험이 있는 학습자의 경우에는 우울,

스트레스가 높아지고 학업성취, 자아존중감

이 낮아지는 등 부적인 영향력이 관찰되었

다(Rosenberg, Schooler, & Schoenbach, 1989).

따라서 청소년의 경우, 친구 또는 또래집단

과의 관계가 학교생활적응과 만족도에 영향

을 미치는 가장 중요한 사회적 관계라는 가

정이 가능하다(이은희, 정순옥, 2006).

특히 교실 내에서의 교사지지와 동료지지

는 서로 독립적인 변인이라기보다는, 교실

목표구조에 따라 영향을 받는다는 공통점을

지닌다. 숙달목표가 강조되는 교실이냐 수

행목표가 강조되는 교실이냐에 따라 학습자

들이 실제 경험하게 되는 혹은 주관적으로

지각하는 교사와 동료로부터의 지지 수준에

차이가 발생하기 때문이다. 경쟁과 비교가

강조되는 수행목표구조를 지닌 교실의 학습

자는 교사로부터의 격려, 동료와의 상호존

중 정도, 또래와의 협동학습 가능성 등을

낮게 인지하는 경향을 보인다. 반면, 숙달목

표구조를 지닌 교실의 학습자는 교사로부터

의 지원이 충분히 제공된다고 지각할 뿐 아

니라, 결과적으로 교사와의 관계에서 느끼

는 사회적 자기효능감이 강화되고 장기적으

로는 전반적인 성취동기와 학업성취도가 향

상되는 양상을 보인다(Ryan & Patrick, 2001).

종합적으로, 이처럼 교사지지와 동료지지

는 청소년기의 정의적․인지적 발달 및 성

장에 유의한 영향을 미친다. 이 연구에서는

교실현장에서 사회적 지지를 제공하는 주체

로 교사와 동료를 지목하였고, 이들로부터

제공되는 사회적 지지가 인지적 및 정서적

동기 변인의 예측에서 각각 어떤 역할을 수

행하는지를 구분하여 조사하였다.

세부적인 연구문제로는 다음 세 가지를

설정하였다.

첫째, 사회적 지지(교사지지, 동료지지) 변

인은 지각된 유능감과 교실목표구조 및 인

지적, 정서적 동기 변인과 유의한 관계를

나타내는가?

둘째, 교사지지 및 동료지지는 지각된 유


능감과 교실목표구조에 의한 인지적 동기

변인(자기효능감, 성취목표)의 예측을 매개

하는가?

셋째, 교사지지 및 동료지지는 지각된 유

능감과 교실목표구조에 따른 정서적 동기

변인(시험불안, 교실정서)의 예측을 매개하

는가?

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

서울 시내에 소재하고 있는 2개 중학교 2

학년 329명이 설문에 참여하였다. 이중 응

답이 불성실한 29명을 제외한 후, 300명(남

학생: 123명)의 자료를 최종 분석에 사용하

였다.

2. 측정도구

이 연구에서 사용된 모든 설문은 관련 선

행연구로부터 수집되었다. 필요한 경우 연

구목적에 맞게 소폭 수정하여 사용하였다.

응답척도는 1(전혀 아니다)에서 5(매우 그렇

다)까지의 5점 Likert 척도가 제공되었다. 이

연구의 대상이 중학생이며, 연구에서 다루

어지고 있는 변인들이 교과목의 성격에 따

라 한 개인 내에서도 현격히 다르게 나타날

수 있는 동기 변인들인 점을 감안하여, 모

든 변인은 수학과 영어를 대상으로 따로 측

정되었다. 수집된 자료 역시 각 교과별로

따로 분석하였다.

가. 지각된 유능감

지각된 유능감 문항은 김아영(2002, 2004)

의 학생 및 교사 효능감 측정 문항들을 참

고하여 해당 과목에 맞게 변형하여 사용하

였다. 앞서 언급한 바와 같이, 자기효능감이

원하는 결과를 과연 성공적으로 도출해 낼

수 있을 것인지에 대한 미래 기대와 주관적

확신이라면, 지각된 유능감은 자신의 현재

능력에 대한 인식 수준을 묻는 것으로 해석

적 차이가 존재한다(유은경, 2000; 정준미,

1989). 따라서 이 연구에서는 지각된 유능감

의 측정을 위해 타고난 소질과 적성에 초점

을 맞춘 문항들을 사용하였다(예: “나는 수

학[영어]에 소질이 있다,” “나는 수학[영어]

이 쉽다”). 모두 4문항으로 구성되었으며,

문항신뢰도(Cronbach's α)는 수학 .93, 영어

.92로 나타났다.

나. 교실목표구조

지각된 교실목표구조 문항은 Midgley 등

(2000)이 개발한 Patterns of Adaptive Learning

Scales(PALS)의 교실숙달목표구조(예: “우리

수학[영어]시간에는 단순히 암기하는 것이

아니라 내용을 이해하는 것이 중요하다”)와

교실수행목표구조(예: “우리 수학[영어]시간

에는 좋은 성적을 거두는 것이 주된 목표

다”)의 2요인 구조 문항들을 사용하였다. 각

요인은 5문항으로 구성되었으며, 원 척도의

문항신뢰도(Cronbach's α)는 교실숙달목표구

조 .76, 교실수행목표구조 .70로 보고되었다.

이 연구에서 과목에 맞게끔 변형된 척도의

문항신뢰도는 교실숙달목표구조의 경우 수

학 .80,영어 .83, 교실수행목표구조의 경우

수학 .89, 영어 .91로 나타났다.


다. 사회적 지지

교사지지와 동료지지는 Johnson 등(1983)

의 문항을 사용하였으며, 교사(예: “우리 수

학[영어]선생님은 나에게 신경을 많이 써주

신다”)와 동료(예: “수학[영어]수업 시간에

다른 학생들은 내가 과제에 최선을 다하기

를 바란다”)로부터의 학업적·정서적 지지를

측정하였다. 원 척도의 문항신뢰도(Cronbach's

α)는 교사의 학업적 지지 .78, 정서적 지지

.80, 동료의 학업적 지지 .67, 정서적 지지

.78로 보고되었다. 이 연구에서 과목에 맞게

끔 변형된 척도의 문항신뢰도는 수학의 경

우 교사의 학업적 지지 .87, 교사의 정서적

지지 .90, 동료의 학업적 지지 .87, 동료의

정서적 지지 .93으로 나타났다. 영어의 경우

교사의 학업적 지지 .91, 교사의 정서적 지

지 .91, 동료의 학업적 지지 .91, 동료의 정

서적 지지 .94로 나타났다.

라. 성취목표

성취목표(achievement goals)의 측정도구는

Midgley 등(2000)의 PALS로부터 숙달목표 6

문항(예: “나는 수학[영어]에서 실수를 많이

하더라도 무언가 배울 수 있는 내용이 좋

다”), 수행접근목표 5문항(예: “나는 수학[영

어]에서 우리 반 대부분 아이들보다 잘 했

을 때 정말 수학[영어]을 잘한다고 느낄 것

이다”), 수행회피 6문항(예: “내가 수학[영어]

을 공부하는 중요한 이유는 다른 아이들 앞

에서 창피하지 않기 위해서이다”)을 사용하

였으며, 원 척도의 문항신뢰도(Cronbach's α)

는 숙달목표 .79, 수행접근목표 .87, 수행회

피목표 .73이었다. 이 연구에서 과목에 따라

수정된 척도로부터 얻어진 문항신뢰도는 수

학에서 숙달목표 .91, 수행접근목표 .92, 수

행회피목표 .85이었으며, 영어에서 숙달목표

.94, 수행접근목표 .92, 수행회피목표 .87로

나타났다.

마. 자기효능감

Pintrich와 De Groot(1990)의 Motivated

Strategies for Learning Questionnaire(MSLQ) 중

자기효능감(self-efficacy) 척도를 활용하였다.

이 때 지각된 유능감과의 조작적 차별화를

염두에 두고, ‘성공적인 결과 도출 가능성에

대한 기대 및 주관적 확신’이라는 자기효능

감의 개념적 정의에 가장 잘 부합하는 5문

항을 선택하여 사용하였다(예: “나는 수학

[영어]시간에 다루어지는 내용을 잘 이해할

자신이 있다,” “나는 수학시간에 주어진 문

제나 숙제를 성공적으로 해낼 수 있다고 확

신한다”). 수정된 척도의 문항신뢰도

(Cronbach's α)는 수학과 영어에서 모두 .95로

나타났다.

바. 시험불안

Pintrich와 De Groot(1990)의 MSLQ 중 시험

불안(test anxiety) 척도 5문항을 선택하여 사

용하였다(예: “나는 수학[영어] 시험을 볼 때

조마조마하고 불편한 기분이다”). 원 척도의

문항신뢰도(Cronbach's α)는 .80이었으며, 이

연구에서 과목을 대상으로 변형된 척도의

문항신뢰도는 수학의 경우 .79, 영어의 경우

.81로 나타났다.

사. 교실정서

Kaplan과 Maehr(1999)의 7문항을 과목에

맞도록 수정하여 사용하였다. 수정된 척도

는 긍정적 교실정서(positive classroom affect;

예: “나는 수학[영어] 수업시간에 기분이 좋


다,” “나는 수학[영어]시간이 다른 시간들보

다 더 즐겁다”)와 부정적 교실 정서(negative

classroom affect; 예: “나는 수학[영어] 시간에

종종 화가 난다,” “나는 수학[영어]시간에

종종 지루하다”)로 나누어 측정되었다. 각각

의 문항신뢰도(Cronbach's α)는 긍정적 교실

정서의 경우 수학 .88, 영어 .89로 나타났고,

부정적 교실정서의 경우 수학 .80, 영어 .83

으로 나타났다.

3. 자료 분석

이 연구에서 수집된 자료들은 다음과 같

은 방법으로 분석되었다. 첫째, SPSS 15.0 프

로그램을 이용하여 변인들의 기술통계치를

구하고 상관분석을 실시하였다. 둘째, 측정

의 적합성과 잠재변인 간 상관관계를 파악

하기 위해 AMOS 7.0 프로그램을 이용하여

확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을

실시하였으며, 이론과 선행연구에 근거하여

상정된 연구모형의 적합성 여부를 검증하기

위해서 구조방정식모형(structural equation

modeling) 분석을 실시하였다. 셋째, Sobel

(1986)의 공식을 이용하여 제안된 연구모형

에서 사회적 지지 변인들의 매개효과를 통

계적으로 검증하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계 및 상관분석

수집된 자료가 정규분포 가정을 충족하는

지를 확인하기 위해 비대칭도(skewness)와 첨

도(kurtosis) 값을 먼저 살펴보았다. 그 결과,

절대값을 기준으로 수학의 경우 비대칭도

.028∼.450, 첨도 .023∼1.415, 영어의 경우

비대칭도 .033∼.307, 첨도 .102∼1.363으로

비대칭도 < 3.0, 첨도 < 7.0의 기준을 충족

하였다. 따라서 변인들의 분포는 정상분포

라는 가정이 성립될 수 있다(Kline, 2004). 변

인들의 평균과 표준편차는 <표 1>에 제시

되어 있다.

수학과 영어 두 교과에서 모두 교실숙달

목표구조(M= 3.27, 3.26)와 교실수행목표구

조(M= 3.29, 3.32)가 다른 변인에 비해 높은

평균을 보였다. 학습동기 변인 중에서는 수

행회피목표의 평균이 수학에서 M= 3.27, 영

어에서 M= 3.28로 가장 높게 나타났다. 또

한 교사와 동료로부터의 학업적, 정서적 지

지를 포함하는 사회적 지지 변인의 평균이

2.08∼2.75 사이로 다른 변인들의 평균에 비

해 낮았다.

다음은 변인들 간의 상관관계를 조사하였

다. 대부분 선행연구와 일치하는 결과를 볼

수 있었으며, 결과는 <표 2>와 같다. 예를

들어, 지각된 유능감은 수학(영어)에서 숙달

목표와 r= .61(.38), 자기효능감과 r= .77(.58)

및 긍정적 교실정서와 r= .46(.52)의 강한

정적 상관을 보였다. 교실수행목표구조의

경우 수학(영어)에서 교사의 학업적 지지 및

정서적 지지 변인과 각각 r= -.17(-.16), r=

-.19(-.16)의 부적 상관과 함께, 수행접근목표

와 r= .25(.19), 수행회피목표와 r= .24(.13),

시험불안과 r= .21(.17)의 정적 상관을 나타

냈다. 반면, 교실숙달목표구조의 경우 수학

(영어)에서 각각 교사의 학업적 지지와 r=

.37(.38), 교사의 정서적 지지와 r= .37(.34),

동료의 학업적 지지와 r= .32(.32), 동료의

정서적 지지와 r= .35(.33), 그리고 숙달목표


변 인수 학 영 어

평균 표준편차 평균 표준편차

외생 변인

지각된 유능감 2.62 1.09 2.75 1.00

교실숙달목표구조 3.27 .97 3.26 .87

교실수행목표구조 3.29 .76 3.32 .73

사회적 지지 변인

교사의 학업적 지지 2.32 .99 2.75 1.00

교사의 정서적 지지 2.08 .91 2.55 .95

동료의 학업적 지지 2.35 .91 2.48 .94

동료의 정서적 지지 2.54 .97 2.59 .98

인지적 동기 변인

숙달목표 2.92 1.06 3.15 .97

수행접근목표 2.47 .94 2.53 .97

수행회피목표 3.27 .95 3.28 .96

자기효능감 2.89 1.05 3.12 .93

정서적 동기 변인

시험불안 2.96 .99 3.02 .96

긍정적 교실정서 2.48 1.02 2.89 .99

부정적 교실정서 2.79 .95 2.66 .90

<표 1> 기술통계치

와 r= .38(.31), 수행접근목표와 r= .23(.13),

자기효능감과 r= .30(.21) 및 긍정적 교실정

서와 r= .30(.22)의 정적 상관을 보였다.

또한 이 연구에 포함된 변인들의 관계는

수학과 영어 두 교과에서 대체적으로 유사

하다는 점을 확인할 수 있었다. 그럼에도

불구하고 과목에 따라 차이를 드러낸 몇 가

지 결과를 언급하면, 학생들은 수학에서 지

각된 유능감이 높을수록 교실수행목표구조

를 강하게 지각한 반면(r= .21), 영어에서는

두 변인 사이에 통계적으로 유의한 상관이

존재하지 않았다. 수학에서는 또한 지각된

유능감이 높아짐에 따라 교실숙달목표구조

역시 보다 강하게 인지하였는데(r= .26), 영

어에서는 그 정도가 상대적으로 약했다(r=

.15). 전반적으로, 지각된 유능감과 다른 변

인들과의 상관관계는 영어(r= -.19∼.58)보다

수학(r= -.03∼.77)에서 보다 강하게 나타났

으며, 수학에서의 지각된 유능감은 특히 숙

달목표(r= .61), 수행접근목표(r= .44), 자기

효능감(r= .77) 등 적응적 동기 변인과 강한

정적 관계를 보였다. 이로 미루어 볼 때, 영


표 2


과목 df TLI CFI RMSEA

수학 3,997.092 1,925 .853 .864 .060

영어 3,919.348 1,925 .868 .878 .059

<표 3> 확인적 요인분석 적합도 지수

어보다는 수학에서 학습자의 지각된 유능감

이 보다 중요한 역할을 담당하는 것으로 보

인다.

상관관계 분석에서 드러난 또 하나의 과

목 간 차이점은 사회적 지지 변인과 동기

변인의 관계이다. 수학의 경우 교사 및 동

료로부터의 학업적․정서적 지지 변인은 숙

달목표(r= .42∼.46), 수행접근목표(r= .22

∼.33), 자기효능감(r= .35∼.37), 긍정적 교

실정서(r= .40∼.48) 등 적응적 동기 변인

뿐 아니라, 수행회피목표(r= .28∼.33), 시험

불안(r= .17∼.22) 등 비적응적 동기 변인과

도 정적 상관을 보였다. 그러나 영어의 경

우, 사회적 지지 변인은 숙달목표(r= .39

∼.43), 수행접근목표(r= .14∼.27), 자기효능

감(r= .28∼.36), 긍정적 교실정서(r= .39

∼.50) 등 적응적 동기 변인들과만 정적 상

관을 보였다. 교사지지 변인은 수행회피목

표 및 시험불안과 유의한 상관이 없거나 약

한 정적 상관을 보였으며(r= .15∼.19), 동료

지지 변인은 수행회피목표와는 약한 정적

상관을 보였으나(r= .17) 시험불안과는 유의

한 상관을 보이지 않았다. 이로써 수학에서

특히 교사로부터의 지지는 수학 학습동기를

긍정적으로 고취시키는 동시에, 좋은 성취

를 올리지 못할 가능성에 대한 부담으로도

작용한다는 점을 알 수 있다.

2. 확인적 요인분석

구조방정식모형 분석을 실시하기에 앞서

잠재변인들의 측정 타당성을 검증하기 위해

확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요

인분석은 구조방정식에 투입되는 모든 잠재

변인을 대상으로 하였으며, 각 구인의 측정

문항에 대한 응답을 지표로 활용하였다. 따

라서 이 연구의 잠재변인은 설문 문항 수에

따라 각각 3개∼5개의 측정변인을 가지는

것으로 설정되었다. 분석 결과는 <표 3>과

같다.

확인적 요인분석 모형에 대한 검증을 위

해 상정된 연구모형과 자료 간의 일치 정도

를 나타내주는 RMSEA(root mean square error

of approximation; Steiger, 1990), TLI(Tucker-

Lewis index), 그리고 CFI(comparative fit index;

Bentler, 1990)를 이용하여 모형 적합도를 평

가하였다. 절대 지수인 RMSEA의 경우 .05

이하, 상대적 지수인 TLI와 CFI의 경우 .95

이상일 때 적합하다고 평가할 수 있다(Hu

& Bentler, 1999). 하지만 최근 경험적 자료

를 통해 RMSEA 지수 .05∼.08, TLI와 CFI

지수 .85∼.95일 경우에도 수용할만한 모형

으로 보고되고 있다(Browne & Cudeck, 1993;

McDonald & Ho, 2002; McCoach & Siegle,

2003). 따라서 이 연구에서 얻어진 적합도

지수는 만족할만한 수준인 것으로 판단되

었다.


모든 측정변인들은 자신이 지표로 활용되

는 잠재변인에 대해 유의수준 .01에서 통계

적으로 유의한 요인적재치(factor loading)를

보였다. 이는 이 연구에서 지표로 활용된

모든 측정변인들이 각각의 잠재변인에 의해

잘 설명되고 있음을 의미한다. 다만 확인적

요인분석에서 드러난 잠재변인 간 상관계수

를 살펴본 결과, 교사의 학업적 지지와 교

사의 정서적 지지, 그리고 동료의 학업적

지지와 정서적 지지 잠재변인 사이에 .9를

상회하는 높은 정적 상관이 발견되었다. 이

는 학업적 지지 변인과 정서적 지지 변인의

변별타당도가 보장되지 않는 결과이며, 동

시에 이 연구에 참여한 응답자들이 동일한

대상으로부터 제공되는 학업적 지지와 정서

적 지지를 구분하지 않고 있다는 반증이기

도 하다. 따라서 이 두 변인은 구조방정식

모형에서 개별 잠재변인으로 상정하지 않았

으며, 각각 ‘교사지지’와 ‘동료지지’라는 잠

재변인의 지표가 되는 두 측정변인으로 상

정하였다. 종합적으로, 확인적 요인분석에서

얻어진 적합도 지수 및 요인구조는 이 모형

이 수용가능하다는 것을 보여준다.

3. 구조방정식모형

가. 연구모형 설정의 근거

확인적 요인분석 결과 교사의 학업적 지

지와 정서적 지지, 그리고 동료의 학업적

지지와 정서적 지지가 각각 교사지지와 동

료지지 잠재변인으로 통합되었으므로, 구조

방정식에 포함될 잠재변인은 지각된 유능

감, 교실숙달목표구조, 교실수행목표구조,

교사지지, 동료지지 및 인지적 동기 변인인

자기효능감, 숙달목표, 수행접근목표, 수행

회피목표, 그리고 정서적 동기 변인인 시험

불안, 긍정적 교실정서, 부정적 교실정서의

모두 12개이다. 구조방정식 모형의 구조를

정립하는 데 있어서 먼저 어떤 변인이 외생

변인이 될 지를 결정하였다. 이 연구에서는

지각된 유능감과 2개의 교실목표구조 변인

을 외생변인으로 설정하였는데, 그 이유는

다음과 같다.

첫째, 지각된 유능감에 따라 교실목표구

조의 지각이 달라질 수 있는 가능성, 즉 지

각된 유능감과 교실목표구조 사이에 예측관

계가 존재할 가능성은 분명히 존재한다. 그

러나 이 연구의 주 관심사는 사회적 지지

변인의 매개 효과이므로, 모형 내에서 변인

간 이중매개를 가정하기보다는 사회적 지지

변인의 매개효과만을 살펴보는 간명한 모형

을 검증하는 것이 연구의 목적에 보다 부합

한다고 판단하였다. 둘째, 만약 지각된 유능

감을 교실목표구조의 예측변인으로 분리한

다고 하더라도 이로 인해 도출되는 경로계

수는 현재 모형의 구조 상 외생변인 간의

상관계수와 동일하게 된다. 다시 말해, 자유

도 감소 이외의 다른 중요한 차이가 발생하

지 않으므로 이 역시 모형의 간명성을 희생

시킬만한 변화가 아니라고 판단하였다.

이와 관련하여, 지각된 교실목표구조와

사회적 지지 변인 중 어떤 변인이 선행하느

냐 하는 문제가 대두되었다. 교실목표구조

에 따라 교사와 동료로부터의 지지 수준이

달라진다는 가정과, 반대로 사회적 지지 변

인에 의해 교실목표구조의 지각이 달라진다

는 가정이 모두 가능하기 때문이다. 이 역시

다음 두 가지 이유로 인해 지각된 교실목표

구조 변인이 사회적 지지 변인에 선행하는

것으로 연구모형의 구조를 정립하였다.


첫째, 이 연구에서는 지각된 교실목표구

조를 교사 및 동료지지에 비해 보다 포괄적

인 개념으로 정의하였다. 앞서 언급한 것과

같이, 지각된 교실목표구조는 단순히 교사

와 동료로부터의 지지 뿐만 아니라 학습과

제의 성격, 교사의 말과 행동, 교수법 및 평

가 방법, 교사와 학생과의 관계, 그리고 교

실 내 의사결정 과정 등에 의해 형성되는

구인이다(Ames 1992; Ames & Archer, 1988).

이에 비해, 이 연구에서 다루고 있는 교사

및 동료지지는 말 그대로 교사와 동료가 어

느 정도의 학업적, 정서적 지원을 제공하는

가에만 초점을 맞추고 있다. 사회적 지지

변인을 지각된 교실목표구조의 선행변인으

로 삼는 것이 이론적으로 어긋나는 것은 아

니지만, 이 경우 교사 및 동료지지 이외에

앞서 언급한 다른 변인들도 외생변인으로

모형에 포함되어야만 각 변인의 정확한 예

측력을 가늠할 수 있을 것이다. 따라서 지

각된 교실목표구조 변인이 교실 내에서 보

다 구체적인 상호작용 형태로 드러나는 사

회적 지지 변인보다 선행하는 것이 타당하

다고 판단하였다.

둘째, 연구문제에도 드러나 있듯이 이 연

구의 가장 중요한 관심사는 ‘교실 내 사회

적 지지 변인의 매개효과 검증’이다. 따라서

이를 살펴보기 위해서는 사회적 지지 변인

이 매개변인으로 설정될 필요가 있다. 구체

적으로, Ames(1992)가 TARGET 모형에서 주

장한대로 학습과제의 성격(task), 교실 내 의

사결정 권한 공유(authority), 교사-학생 관계

및 학생 인정 수준(recognition), 학생 배치 및

구분(grouping), 평가(evaluation), 그리고 학습

및 평가의 시간제한 여부(timing) 등 다양한

요소에 의해 교실목표구조가 지각되었을

때, 학습동기 변인에 대한 이러한 지각된

학습환경의 긍정적 혹은 부정적 영향력이

사회적 지지 변인에 의해 매개될 것인지를

검증하고자 하였다. 이 연구는 상관연구이

므로 ‘영향력’에 대한 직접적인 결과 도출

은 불가능하나, 매개효과의 검증을 통해 사

회적 지지 변인의 역할에 대한 간접적 증거

를 확보할 수 있으리라 기대하였다. 이렇듯

지각된 교실목표구조와 사회적 지지 변인의

상대적 포괄성 및 연구문제를 고려하여 선

행변인을 결정하였다.

마지막으로, 지각된 교실목표구조와 학습

자 개인의 성취목표 중 어떤 변인이 선행하

느냐 하는 문제 역시 쌍방향 모두 예측관계

가 성립될 수 있다. 그러나 두 변인 간의

관계를 조사한 실증논문 및 개관논문을 살

펴본 결과, 양 방향으로 상호적 영향력이

존재하는 것을 인정하고 있기는 하나 전반

적으로는 지각된 교실목표구조가 학습자 개

인의 성취목표를 예측하는 것으로 보는 견

해가 훨씬 우세하였다(Meece, Anderman, &

Anderman, 2006; Roeser et al., 1996; Urdan &

Schoenfelder, 2006). 따라서 이 연구에서도 지

각된 교실목표구조를 학습자 개인의 성취목

표에 선행하는 변인으로 설정하였다.

나. 인지적 동기 변인의 예측에 있어서

사회적 지지의 매개효과 검증

결정된 연구모형을 검증함으로써 지각된

유능감과 교실목표구조에 따른 학습동기 변

인의 예측에서 사회적 지지의 매개효과를

알아보고자 구조방정식모형 분석을 실시하

였다. 이 연구에서는 연구결과의 해석과 교

실 현장에 관한 시사점 도출을 돕고, 종속

변인 간 예견되는 다중공선성을 미연에 방



수학 261.786 108 .956 .970 .066

영어 266.330 104 .964 .946 .072

<표 4> 인지적 동기 변인에 관한 구조방정식모형 적합도 지수

경 로 표준화 계수 비표준화 계수 SD t

교사지지 ← 지각된 유능감 .347 .613 .095 6.471**

동료지지 ← 지각된 유능감 .269 .434 .093 4.669**

교사지지 ← 교실숙달목표구조 .382 1.119 .186 6.030**

동료지지 ← 교실숙달목표구조 .338 .905 .178 5.076**

교사지지 ← 교실수행목표구조 -.304 -.573 .102 -5.642**

숙달목표 ← 지각된 유능감 .578 .840 .075 11.146**

수행접근 ← 지각된 유능감 .385 .306 .055 5.595**

자기효능감 ← 지각된 유능감 .767 .721 .045 15.982**

숙달목표 ← 교실숙달목표구조 .210 .506 .139 3.631**

수행회피목표 ← 교실숙달목표구조 -.150 -.315 .149 -2.115*

수행접근목표 ← 교실수행목표구조 .244 .208 .054 3.829**

수행회피목표 ← 교실수행목표구조 .365 .495 .086 5.728**

자기효능감 ← 교실수행목표구조 .095 .096 .042 2.265*

수행회피목표 ← 교사지지 .342 .246 .063 3.896**

숙달목표 ← 동료지지 .233 .210 .054 3.872**

수행접근목표 ← 동료지지 .200 .099 .037 2.634**

자기효능감 ← 동료지지 .216 .017 .059 2.871**

*p<.05.** p< .01.

<표 5> 수학과 인지적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수

지하고자 학습동기 변인을 인지적 동기 변

인과 정서적 동기 변인으로 구분하여 분석

하였다. 인지적 동기 변인에 관한 연구모형

의 적합도는 <표 4>와 같다.

분석 결과, 수학과 영어 교과 모두에서

만족할 만한 적합도 지수가 얻어졌으므로

각 교과에 따른 구조모형의 경로계수를 살

펴보았다. 먼저, <표 5>는 수학에서 얻어

진 경로계수 중 p< .05에서 통계적으로 유

의한 계수를 제시하고 있다.

수학의 경우, 지각된 유능감이 높을수록

각각 교사지지(β= .347)와 동료지지(β=



교사지지 ← 지각된 유능감 .267 .535 .111 4.812**

동료지지 ← 지각된 유능감 .130 .251 .110 2.277*

교사지지 ← 교실숙달목표구조 .391 1.024 .172 5.973**

동료지지 ← 교실숙달목표구조 .377 .953 .169 5.632**

교사지지 ← 교실수행목표구조 -.231 -.487 .120 -4.045**

숙달목표 ← 지각된 유능감 .314 .458 .083 5.505**

수행접근목표 ← 지각된 유능감 .224 .213 .059 3.593**

자기효능감 ← 지각된 유능감 .571 .818 .079 1.404**

숙달목표 ← 교실숙달목표구조 .144 .275 .124 2.221*

수행접근목표 ← 교실수행목표구조 .277 .278 .065 4.293**

수행회피목표 ← 교실수행목표구조 .195 .304 .101 3.016*

수행접근목표 ← 교사지지 .316 .150 .044 3.421**

자기효능감 ← 교사지지 .166 .118 .054 2.205*

숙달목표 ← 동료지지 .241 .181 .057 3.163*

* p< .05.** p< .01.

<표 6> 영어과 인지적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수

.269)를 강하게 인식하였으며, 교실목표구조

의 경우 교실숙달목표구조를 강하게 인지할

수록 역시 동료지지(β= .338)와 교사지지(β

= .382)를 높게 인식하였다. 반면, 교실수행

목표구조가 강할수록 교사지지(β= -.304)를

낮게 인식하는 경향을 보였다.

외생변인과 인지적 동기 변인 간의 직접

적 예측관계를 살펴보면, 지각된 유능감이

높을수록 숙달목표(β= .578), 수행접근목표

(β= .385), 그리고 자기효능감(β= .767)이

유의하게 높아졌다. 또한 교실숙달목표구조

가 강할수록 학습자 개인의 숙달목표(β=

.210)가 높아지고 수행회피목표(β= -.150)가

낮아졌으며, 반대로 교실수행목표구조가 강

할수록 학습자 스스로의 수행접근목표(β=

.244)와 수행회피목표(β=.365)가 높아졌다.

교실수행목표는 학습자의 수학 자기효능감

에 대해 미미한 정적인 예측력(β= .095)을

보였다.

사회적 지지 변인과 인지적 동기 변인 간

의 관계에서는 예상과 달리 교사지지가 수

행회피목표(β= .342)를 높이는 결과를 보였

다. 그러나 동료지지의 경우, 동료로부터의

지지를 강하게 느낄수록 학습자 개인의 숙

달목표(β= .233), 수행접근목표(β= .200) 및

자기효능감(β= .216, p<.001)이 높아지는 것

이 관찰되었다. <표 6>은 영어에서 얻어진

경로계수 중 유의수준 p< .05에서 유의한

계수를 정리한 것이다.

영어의 경우, 전반적으로 수학 교과로부


[그림 1] 인지적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수(수학/영어)

터의 결과와 유사한 양상을 보였으나 몇 가

지 특이한 결과 역시 관찰되었다. 먼저 수

학에서와 마찬가지로 학생들은 지각된 유능

감이 높을수록, 그리고 교실목표구조를 강

하게 인식할수록 교사지지(β= .267, .391)와

동료지지(β= .130, .377)를 높게 인식하였으

며, 교실수행목표를 강하게 인식할수록 교

사로부터의 지지는 낮아지는 것으로 보고하

였다(β= -.231).

외생변인과 인지적 동기 변인 간의 직접

적 예측관계를 살펴보면, 계수의 크기에 어

느 정도 차이가 있긴 하였으나 변인 간 관

계의 성격은 수학 교과와 동일하였다. 즉

지각된 유능감이 높을수록 숙달목표(β=

.314)와 수행접근목표(β= .224), 그리고 자기

효능감(β= .571)이 높아졌으며, 교실숙달목

표구조를 강하게 인지하는 학습자일수록 개

인적으로 숙달목표(β= .144)를, 교실수행목

표구조를 강하게 인지할수록 스스로 수행접

근목표(β= .277)와 수행회피목표(β= .195)를

보다 강하게 추구한다고 응답하였다. 그러

나 수학에서 나타났던 교실수행목표구조와

자기효능감 간의 정적인 예측관계는 영어에

서는 관찰되지 않았다.

두 교과로부터 도출된 경로를 모두 정리

하면 [그림 1]과 같다. 그림에서 정적 예측

경로는 실선으로, 부적 예측경로는 점선으

로 표시하였다.

사회적 지지 변인과 동기 변인 사이의 관

계에서는 수학과 영어 교과 사이에 몇 가지

다른 점이 관찰되었다. 수학에서 교사지지

가 학습자의 수행회피목표를 정적으로 예측

한 데 비해, 영어에서 교사지지는 학습자의

수행접근목표를 정적으로 예측하였다(β=

.316). 또한 교사지지 변인은 수학에서와는

달리 학습자의 영어 자기효능감(β= .166)

역시 정적으로 예측하였다. 반대로 동료지

지 변인은 숙달목표만을 정적으로 예측하였

을 뿐(β= .241), 수행접근목표나 자기효능감

을 유의하게 예측하지는 못하였다.



교사지지 ← 지각된 유능감 .341 .579 .091 6.391**

동료지지 ← 지각된 유능감 .260 .400 .087 4.598**

교사지지 ← 교실숙달목표구조 .468 1.321 .191 6.905**

동료지지 ← 교실숙달목표구조 .441 1.128 .183 6.168**

교사지지 ← 교실수행목표구조 -.330 -.606 .101 -6.004**

동료지지 ← 교실수행목표구조 -.133 -.222 .094 -2.370*

긍정적 교실정서 ← 지각된 유능감 .361 .170 .030 5.708**

시험불안 ← 교실수행목표구조 .265 .205 .062 3.290*

부정적 교실정서 ← 교실수행목표구조 .169 .078 .035 2.246**

시험불안 ← 교사지지 .177 .075 .036 2.051**

긍정적 교실정서 ← 교사지지 .243 .067 .021 3.249**

시험불안 ← 동료지지 .160 .074 .034 2.168**

부정적 교실정서 ← 동료지지 .179 .050 .022 2.266*

* p< .05.** p< .01.

<표 8> 수학과 정서적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수


수학 312.242 130 .923 .929 .078

영어 229.222 129 .925 .953 .072

<표 7> 정서적 동기 변인에 관한 구조방정식모형 적합도 지수

사회적 지지변인의 매개효과가 통계적으

로 유의한지 알아보기 위해 Sobel(1986)의 공

식을 적용하였다. 그 결과, 수학의 경우 교

사지지 변인이 지각된 유능감과 수행회피목

표(z= 3.03, p< .01), 교실수행목표구조와 수

행회피목표(z= -2.61, p< .01) 사이를 유의하

게 매개하는 것으로 드러났다. 동료지지 변

인은 지각된 유능감과 자기효능감(z= 2.27,

p< .05), 숙달목표(z= 2.40, p< .05) 및 수행

접근목표(z= 2.55, p< .05) 사이를 유의하게

매개하였다. 영어의 경우 교사지지 변인이

지각된 유능감과 수행접근목표(z= 2.28, p<

.05), 교실숙달목표구조와 수행접근목표 사

이를(z= 2.17, p< .05), 동료지지 변인이 교

실숙달목표구조와 숙달목표 사이를(z= 1.97,

p< .05) 유의하게 매개하였다.

다. 정서적 동기 변인의 예측에 있어서

사회적 지지의 매개효과 검증

다음으로, 지각된 유능감과 교실목표구조

에 따른 정서적 동기 변인의 예측에서 사회

적 지지의 매개효과를 검증하는 구조방정식


모형 분석을 실시하였다. 정서적 동기 변인

에 관한 연구모형의 적합도는 <표 7>과

같다.

역시 수학과 영어 교과 모두에서 만족할

만한 적합도 지수가 얻어졌으므로 각 교과

에 따른 구조모형의 경로계수를 살펴보았

다. 먼저, 수학에서 얻어진 경로계수 중 유

의수준 p< .05에서 통계적으로 유의한 계수

는 <표 8>에 정리되어 있다.

외생변인과 사회적 지지 변인 간의 관계

는 인지적 동기 변인 모형과 중복되는 부분

이며, 정서적 동기 변인을 포함하는 부분이

이 모형에서 새롭게 밝혀진 연구결과이다.

이 중 외생변인과 정서적 지지 변인 간의

직접적 예측 관계를 먼저 살펴보면, 지각된

유능감이 높은 학생일수록 긍정적 교실정서

를 보다 강하게 느낀다고 보고하였다(β=

.361). 학생들은 또 수학에서 교실수행목표

구조가 강하다고 인지할수록 시험불안이 가

중되고(β= .265) 부정적 교실정서가 높아진

다고 응답하였다(β= .166). 다음으로, 사회

적 지지 변인과 정서적 동기 변인 간의 관

계를 살펴보았다. 수학에서의 교사지지는

긍정적 교실정서를 보다 강하게 느끼도록

만드는 역할을 하였으나(β= .243), 동시에

시험불안을 높이기도 하는 것으로 나타났다

(β= .177). 반면 동료로부터의 지지는 시험

불안(β= .160)을 높일 뿐 아니라 부정적 교

실정서(β= .179)를 보다 강하게 지각하게

함으로써, 수학에서의 정서적 동기 변인 예

측에 있어서 교사로부터의 지지와는 그 역

할이 조금 다른 양상을 보였다.

이어서 <표 9>는 영어의 정서적 동기

변인 모형으로부터 얻어진 경로계수 중 유

의수준 p< .05에서 통계적으로 유의한 계수

를 정리한 것이다.

영어의 경우에도 지각된 유능감이 높을수

록 교사와(β= .271) 동료로부터의(β= .440)

지지를 보다 강하게 인식하였으며, 또한 교

실숙달목표구조를 강하게 인식할수록 교사

와(β= .472) 동료로부터의 지지를(β= .440)

보다 강하게 인식하였다. 반대로 교실수행

목표구조를 강하게 인식할수록 교사와(β=

-.257) 동료로부터의 지지를(β= -.125) 낮게

인식하였다. 이러한 결과는 수학에서 얻어

진 결과와 동일하였다.

그러나 정서적 동기 변인에 대한 지각된

유능감과 교실목표구조, 그리고 동료지지의

역할은 수학과는 약간 다르게 나타났다. 구

체적으로, 학생들은 영어에서 지각된 유능

감이 높을수록 시험불안과(β= -.215) 부정적

교실정서는 보다 낮게(β= -.215), 그러나 긍

정적 교실정서는 보다 높게(β= .431) 느낀

다고 응답하였다. 이는 수학에서 지각된 유

능감이 긍정적 교실정서를 정적으로 예측했

을 뿐 시험불안이나 부정적 교실정서에 대

한 유의한 예측변인이 아니었던 점과 대조

되는 결과이다. 학생들은 또한 영어에서 교

실숙달목표구조를 강하게 느낄수록 부정적

교실정서가 낮아지고(β=- .224) 교실수행목

표구조를 강하게 느낄수록 시험불안이 높아

진다고(β= .235) 응답하였는데, 교실숙달목

표구조의 인식이 부정적 교실정서를 낮추는

역할을 한다는 결과는 수학에서는 관찰되지

않았던 결과이다. 교사로부터의 지지를 강

하게 느낄수록 시험불안이 높아지는 동시에

(β= .301) 긍정적 교실정서도 보다 높아진

다는(β= .372) 결과는 수학에서의 결과와

일치하였다. 그러나 수학에서 동료의 지지

를 강하게 느낄수록 부정적 교실정서가 보



교사지지 ← 지각된 유능감 .271 .534 .107 4.997**

동료지지 ← 지각된 유능감 .165 .301 .102 2.959*

교사지지 ← 교실숙달목표구조 .472 1.303 .175 7.423*

동료지지 ← 교실숙달목표구조 .440 1.128 .171 6.586**

교사지지 ← 교실수행목표구조 -.257 -.518 .115 -4.492**

동료지지 ← 교실수행목표구조 -.125 -.234 .104 -2.237*

시험불안 ← 지각된 유능감 -.215 -.227 .070 -3.248*

긍정적 교실정서 ← 지각된 유능감 .431 .190 .026 7.244**

부정적 교실정서 ← 지각된 유능감 -.223 -.096 .030 -3.160*

부정적 교실정서 ← 교실숙달목표구조 -.242 -.146 .057 -2.570*

시험불안 ← 교실수행목표구조 .235 .253 .073 3.462**

시험불안 ← 교사지지 .301 .162 .042 3.819*

긍정적 교실정서 ← 교사지지 .372 .083 .015 5.509*

긍정적 교실정서 ← 동료지지 .113 .027 .014 1.989*

* p< .05. ** p< .01.

<표 9> 영어과 정서적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수

다 높아진 반면, 영어의 경우 동료지지가

높아질수록 긍정적 교실정서가 보다 높아졌

다(β= .113). 따라서 동료지지는 수학과 영

어 교과의 정서적 동기 변인에 대해 상반된

성격을 지니는 것으로 보인다.

인지적 동기 변인 모형에서와 마찬가지로

Sobel(1986)의 공식을 적용하여 사회적 지지

변인의 매개효과를 검증하였다. 수학에서는

교사지지 변인이 지각된 유능감과 시험불안

(z= 2.98, p< .01) 및 긍정적 교실정서 사이

(z= 3.55, p< .01), 교실숙달목표구조와 시험

불안(z= 2.26, p< .05) 및 긍정적 교실정서

사이(z= 2.48, p< .05), 그리고 교실수행목표

구조와 역시 시험불안(z= -2.72, p< .01) 및

긍정적 교실정서 사이를(z= -3.14, p< .01)

유의하게 매개하는 것으로 드러났다. 수학

에서 동료지지 변인은 지각된 유능감과 시

험불안(z= 2.52, p< .05) 및 부정적 교실정

서 사이(z= 2.81, p< .01), 그리고 교실숙달

목표구조와 역시 시험불안(z= 2.15, p< .05)

및 부정적 교실정서 사이를(z= 2.31, p<

.05) 유의하게 매개하였다.

영어의 경우 유의한 매개효과는 거의 교

사지지 변인에 의한 것으로, 교사지지 변인

은 영어에서의 지각된 유능감과 시험불안

(z= 2.39, p< .05) 및 긍정적 교실정서 사이

(z= 2.52, p< .05), 교실숙달목표구조와 시험

불안(z= 2.52, p< .05) 및 긍정적 교실정서

사이(z= 2.68, p< .01), 그리고 교실수행목표

구조와 역시 시험불안(z= -2.13, p< .05) 및


[그림 2] 정서적 동기 변인 모형으로부터의 경로계수(수학/영어)

긍정적 교실정서 사이를(z= -2.23, p< .05)

유의하게 매개하였다. 반면, 동료지지 변인

에 의한 유의한 매개효과는 교실숙달목표구

조와 긍정적 교실정서 사이의 경로에 국한

되었다(z= 2.56, p< .05). 수학과 영어에서의

결과를 종합해 볼 때, 이 연구에 포함된 교

사지지 및 동료지지 등 사회적 지지 변인

은 지각된 유능감과 교실목표구조 변인이

학습동기 변인에 행사하는 예측력을 부분

적으로 그러나 유의하게 매개하는 것으로

나타났다.

Ⅴ. 논 의

이 연구에서는 교수-학습활동이 이루어지

는 실질적인 장소인 교실을 중심으로 학습

자의 학습동기와 정서에 영향을 미치는 것

으로 알려진 지각된 유능감과 교실문화와의

관련성을 살펴보았다. 나아가, 학습자의 동

기가 지각된 유능감 및 교실문화에 의해 좌

우되는 정도가 교실 내에서 교사 및 동료로

부터 제공되는 사회적 지지에 의해 매개되

는지 여부를 조사하였다. 교실문화의 지표

로는 학습자가 주관적으로 인지한 교실목표

구조를 측정하였으며, 학습동기 변인은 인

지적 동기 변인과 정서적 동기 변인으로 구

분하여 각각 성취목표와 자기효능감, 그리

고 시험불안과 교실정서를 측정하였다. 또

한 이 연구의 대상이 중학생이며, 관심 변

인인 학습동기와 교실목표구조, 사회적 지

지 등이 특정 교과 혹은 교실에 따라 상당

한 차이를 보일 수 있는 구인들이라는 점을

감안하여 모든 변인을 수학과 영어로 구분

하여 측정하였다. 이 연구에서 밝혀진 연구

결과를 정리하면 다음과 같다.

먼저 이 연구에 참여한 중학생들은 수학

과 영어 두 과목 모두에서 교사와 동료로부

터의 학업적․정서적 지지를 강하게 느끼지

못한다고 응답하였다. 이들 사회적 지지 변


인의 평균은 5점 응답척도를 기준으로 2.08

∼2.75 사이에 머무르고 있었다. 이에 비해,

지각된 유능감, 교실목표구조 및 동기 변인

의 평균은 이보다 높은 2.47∼3.32 사이로

나타났다. 이와 함께, 이 연구에서 측정된

다양한 인지적, 정서적 동기 변인들 중 특

히 수행회피목표의 평균이 수학과 영어에서

각각 3.27, 3.28로 가장 높았다는 점은 주목

할 만하다. 이처럼 수행회피목표의 평균이

다른 동기 변인들의 평균에 비해 높고, 동

시에 사회적 지지 변인들의 평균이 낮게 나

타난 이유는 이번 설문이 중간시험 일주일

전에 실시된 것과 무관하지 않을 것으로 추

정된다.

다음 상관관계 분석 결과, 선행연구에서

와 같이(Furrer & Skinner, 2003) 지각된 유능

감과 교사 및 동료지지 변인 간 유의한 상

관이 관찰되었다. 수학과 영어에서 모두 지

각된 유능감이 높은 학습자일수록 교실숙달

목표구조를 강하게 인지하였으며(r= .15,

.26), 교사와 동료로부터의 학업적․정서적

지지를 많이 받는다고 응답하였다(r= .15

∼.34). 학생들은 또한 교실숙달목표구조를

강하게 인지할수록 교사로부터의 학업적·정

서적 지지 수준이 높다고 느꼈으며(r= .34

∼.38), 반대로 교실수행목표구조를 강하게

인지할수록 교사로부터의 지지가 약하다고

응답하였다(r= -.16∼-.19). 지각된 교실숙달

목표구조는 교사로부터의 학업적․정서적

지지 뿐 아니라 동료로부터의 학업적․정서

적 지지와도 유의한 정적 상관을 보였다(r=

.32∼.35). 그러나 교실수행목표구조의 경우,

교사로부터의 학업적․정서적 지지와 유의

한 부적 상관을 나타냈으나(r= -.16∼-.19),

동료로부터의 지지와는 유의한 상관이 없었

다. 학습자의 교실목표구조 인식 형성에 가

장 큰 영향을 미치는 요소는 평가이다(Ames,

1992). 우리나라 교실에서는 교사, 학교, 혹

은 교육과정에 의해 평가방식과 기준이 거

의 결정되므로, 교실목표구조가 동료지지보

다 교사지지와 강한 상관을 보이는 것은 당

연하다고 하겠다.

교사 및 동료로부터의 학업적․정서적 지

지는 다시 학생들의 숙달목표, 자기효능감,

긍정적 교실정서와 강한 정적 상관을 보였

으며, 예상과는 달리 학생들의 수행접근목

표 및 시험불안과도 정적 상관을 드러냈다.

학생들이 지각하는 교실목표구조와 동기 변

인 사이에서도 역시 이전 연구와 동일한 결

과들이 관찰되었다(Ames & Archer, 1988;

Bong, 2005; Roeser et al., 1996; Wolters,

2004). 즉 교실숙달목표구조를 강하게 지각

할수록 자기효능감, 숙달목표, 수행접근목

표, 긍정적 교실정서가 향상되었고, 교실수

행목표구조를 강하게 인식할수록 수행접근,

수행회피, 시험불안이 높아졌다. 종합하면,

변인 간 상관관계 분석에서는 대부분 선행

연구와 일치하는 결과가 나타났다. 또한 일

부 변인 간 상관관계의 유형에서 수학과 영

어 사이에 몇 가지 차이점이 발견되긴 하였

으나, 결과의 전반적인 일관성을 저해할 정

도는 아니었다. 이는 이 연구에 포함된 변인

들의 측정 타당성을 지지하는 증거이자, 이

연구에서 얻어진 결과들이 특정 교과목에

한정되어 있는 결과가 아니며 타 교과로의

일반화 가능성이 높다는 점을 시사해 준다.

이 연구에서 가장 중요한 연구문제인 사

회적 지지 변인의 매개효과를 검증하기 위

해 구조방정식모형과 Sobel(1986)의 공식을

활용한 결과, 교사와 동료로부터의 지지는


이 연구모형에서 외생변인으로 가정한 지각

된 유능감과 교실목표구조가 학습동기 변인

에 행사하는 예측력을 유의하게 매개하는

것으로 입증되었다. 수학과 영어에서 공통

적으로 나타난 매개 경로를 먼저 살펴보면,

학생들은 과목에 대한 지각된 유능감이 높

을수록 그리고 교실숙달목표구조가 강하다

고 인지할수록 개인적으로도 숙달목표를 추

구하는 경향이 강했다. 지각된 유능감과 교

실숙달목표구조 및 개인 숙달목표 사이의

경로는 동료지지 변인에 의해 매개되었는

데, 즉 학생들은 지각된 유능감과 교실숙달

목표구조를 강하게 지각할수록 동료로부터

의 학업적․정서적 지지 수준을 높이 인식

하였으며, 이러한 인식은 다시 개인 숙달목

표 추구 성향이 높아지는데 공헌하였다. 따

라서 지각된 유능감과 교실숙달목표구조는

직접 혹은 동료로부터의 지지에 대한 인식

을 높임으로써 학생 개인의 숙달목표 추구

성향을 증진시킨다고 추론할 수 있다.

수학과 영어 과목에서 공통적으로 나타난

또 다른 매개 경로는 교사지지 변인에 의한

것으로, 학생들의 지각된 유능감, 교실숙달

목표구조, 교실수행목표구조와 시험불안 및

긍정적 교실정서 사이를 유의하게 매개하였

다. 먼저 학생들은 지각된 유능감이 높을수

록 긍정적 교실정서를 강하게 느꼈으나, 교

실숙달목표구조는 긍정적 교실정서와 유의

한 관계를 보이지 않았다. 그러나 학생들은

과목에 대한 지각된 유능감이 높을수록 그

리고 교실숙달목표구조가 강하다고 인지할

수록 교사로부터의 지지 수준을 높게 인식

하였다. 또한 이미 선행연구에서 부분적으

로 증명된 것과 같이, 교사로부터의 지지

수준을 높이 인식할수록 긍정적 교실정서가

높아지는 결과가 관찰되었다(소연희, 2007;

허재경․김유숙, 2005; Reis, Sheldon, Gable,

& Ryan, 2000). 이러한 결과는 교실숙달목표

구조의 지각이 긍정적 교실정서를 직접 예

측하기보다는, 교사로부터의 학업적․정서

적 지지 수준에 관한 인식을 향상시킴으로

써 긍정적 교실정서를 증진시킬 수 있다는

가능성을 반증한다.

학생들의 지각된 유능감, 교실숙달목표와

시험불안 사이에는 유의한 직접 예측 경로

가 특정 과목에 한정되어 나타나거나 존재

하지 않는 양상을 보였다. 반면, 학생들은

교실수행목표구조를 강하게 인식할수록 시

험불안이 높아진다고 응답하였다. 지각된

유능감이나 교실숙달목표구조가 강해질수록

교사로부터의 지지 수준을 보다 높게 인식

하는 것과는 반대로, 학생들은 교실수행목

표구조를 강하게 지각할수록 교사로부터의

지지 수준은 보다 낮게, 시험불안은 높게

인식하였다. 교사지지 변인은 시험불안과

긍정적 교실정서에 대한 외생변인 모두의

예측력을 매개하였으나, 교사의 학업적․정

서적 지지가 높아질수록 시험불안이 낮아지

기보다 도리어 높아지는 양상을 보였다. 앞

서 언급한 바와 마찬가지로, 이는 교사로부

터의 지지가 학생들에게는 지원이자 동시에

압력 혹은 부담으로 작용하는 양날의 검과

같다는 반증이며, 또한 중학생의 경우 교사

및 동료의 지나친 기대가 때론 부정적인 영

향을 미칠 수 있다는 이전 연구와도 일치하

는 것이다(Asher & Parker, 1989). 예상에서

벗어나는 이러한 결과는, 중간시험을 일주

일 앞둔 시점에서 자신을 지지해주는 교사

의 기대에 부응하지 못할 가능성에 대한 학

생들의 불안감이 작용한 것으로 해석된다.


외생변인으로부터 매개변인에 이르는 경

로가 그 방향성이나 예측력 측면에서 수학

과 영어 두 교과에서 일관적으로 나타난 것

에 비해, 교사지지와 동료지지 변인의 매개

효과는 과목에 따른 몇 가지 차이를 드러냈

다. 그 중 가장 두드러지는 점은 수학에서

의 동료지지의 역할이다. 수학 과목에서 동

료로부터 제공되는 학업적․정서적 지지는

학생들의 자기효능감, 숙달목표, 수행접근목

표를 증진시키는 정적인 효과를 보이는 동

시에, 시험불안과 부정적 교실정서를 높이

는 충돌된 역할을 수행하는 것으로 나타났

다. 수학이 그 성격상 영어에 비해 과제수

행이나 문제해결의 옳고 그름이 보다 분명

하게 드러나는 교과라는 점을 감안할 때,

타인과의 비교가 쉽게 이루어지는 학습상황

에서는 동료에 비해 상대적 열세를 드러내

고 싶지 않다는 욕구가 보다 강하게 작용하

며, 이러한 요소들이 동료로부터의 지지 수

준이 높아짐에 따라 도리어 시험불안 및 부

정적 교실정서를 가중시키는 결과를 초래하

는 것으로 해석할 수 있다(Sideridis, 2005).

이상의 연구결과를 기반으로 도출된 이

연구의 의의 및 시사점은 다음과 같다. 첫

째, 지각된 교실숙달목표구조는 학생들로

하여금 교사로부터의 지지 수준을 보다 강

하게 느끼도록, 반대로 교실수행목표는 교

사로부터의 지지 수준을 보다 약하게 느끼

도록 만들었다. 교실목표구조의 성격에 따

른 이러한 효과는 선행연구에서도 일관되게

발견된 결과들이므로(Meece, Anderman, &

Anderman, 2006), 학생들이 지각하는 주관적

인 학습환경을 고려한 학습자 중심의 교육

환경 차별화 노력이 요구된다(김성일, 윤미

선, 2004; Ames & Archer, 1988; Wolters,

2004).

둘째, 학생들이 주관적으로 인지한 학습

환경은 그들의 인지적, 정서적 학습동기를

직·간접적으로 설명하고 있었다. 또한 교과

목 수업시간에 제공되는 교사와 동료로부터

제공되는 사회적 지지는 학습자가 지각한

스스로의 유능감과 교실목표구조가 학습동

기를 예측하는 경로를 유의하게 매개하였

다. 특히 청소년기의 학습자들은 교사의 말

한 마디, 행동 하나에 민감하게 반응하며,

이는 다시 학교 및 학습상황에 대한 전반적

인 긍정적 혹은 부정적 정서반응, 학업적

자기효능감의 증진 혹은 저하, 그리고 특정

성취목표의 수용으로 연결된다(봉미미, 황아

름, 송주연, 2010). 이 연구에서는 물론, 기

존 연구에서도 이미 교사지지가 부모에 대

한 애착이나(Duchesne & Larose, 2007) 문제

행동(Huges & Kwok, 2005) 등 다양한 변인

들이 학습동기와 학업 관련 행동에 미치는

예측력을 매개한다는 것이 입증되었다. 따

라서 청소년기 학습자의 동기와 참여에 결

정적 역할을 수행할 수 있는 교사의 지원

수준과 제공방식에 보다 관심을 기울일 필

요가 있다(Ryan & Patrick, 2001).

셋째, 이 연구에 포함된 수학과 영어 교

과의 경우 대부분의 결과가 일치하였으나,

일부 결과는 특정 과목의 성격에 의해 달라

지는 것이 관찰되었다. 학습동기 변인이 어

느 정도의 일반화를 보이느냐는 것은 구인

에 따라 큰 차이를 보인다(Bong, 2004). 이

연구에서도 교과에 따라 사회적 지지 변인

들의 매개효과가 조금씩 차이를 보이는 면

이 발견되었다. 따라서 연구의 설계와 결과

해석 시 이미 발견된 교과의 특성과 차이를

반영하는 노력이 필요하다.


이러한 함의에도 불구하고, 이 연구는 다

음과 같은 몇 가지 한계를 지닌다. 우선 학

생들의 자기보고식 설문을 기반으로 한 결

과이므로 객관적인 자료를 활용해도 동일한

결과가 도출될 지 의문이 제기될 수 있다.

이는 어느 정도 이 연구에 포함된 변인들이

갖는 내재적 속성에 의한 한계점이기도 하

다. 그러나 교실문화나 사회적 지지 변인들

의 예측력이나 매개효과가 학업성취도 등의

가시적인 변화로까지 이어지는지 여부는 여

전히 의문으로 남는다. 다음으로, 이 연구를

위한 설문이 중간시험 실시를 약 일주일 남

짓 남겨놓은 시점에서 이루어졌으므로 일부

결과는 일반화시키기에 무리가 따를 수 있

다. 특히 교사로부터의 지지 수준이 수행회

피목표와 시험불안을 가중시킨다는 결과는

다가올 중간시험에 대한 부담이 작용한 결

과를 포함하고 있을 가능성이 높다. 후속연

구에서는 지각된 유능감 및 교실목표구조의

측정과 사회적 지지 및 학습동기 변인의 측

정을 시기적으로 분리함으로써 이러한 문제

점을 방지할 수 있을 것이다.

마지막으로, 청소년기의 동기와 포부 형

성에 중요한 역할을 담당하는 사회적 지지

변인에는 교사와 동료의 지지 뿐 아니라 부

모 혹은 가족의 지지가 포함된다(이명진, 봉

미미, 권순구, 2010). 이 연구에서는 사회적

지지의 개념을 ‘교실 내의 사회적 지지’로

국한시켜 협의로 정의하였다. 그러나 후속

연구에서는 사회적 지지 변인에 부모와 가

족의 지지를 포함시킴으로써, 종속변인에

따른 각 사회적 지지 제공 대상의 상대적

중요성을 검증해 볼 수 있을 것이다.

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Abstract

Social Support as a Mediator in the Prediction of Motivation

by Perceived Competence and Classroom Goal Structures

Hun Jeon․Mimi Bong․Sung-il Kim

We investigated the relationship between perceived competence, classroom goal structures, social

support, and motivation variables in math and English with a group of 300 middle school students.

In particular, mediating effects of social support variables were tested using structural equation

modeling. Consistent with previous research, perceived competence positively predicted teacher support,

peer support, self-efficacy, mastery goals, performance-approach goals, and positive classroom affect.

Whereas classroom mastery goal structures positively predicted teacher support, peer support, and

mastery goals, classroom performance goal structures negatively predicted teacher support and peer

support, while positively predicting performance-approach and -avoidance goals and test anxiety.

Teacher support was a positive predictor of positive classroom affect as well as performance-avoidance

goals and test anxiety. Peer support was a positive predictor of mastery goals. The two social

support variables, teacher support and peer support, mediated the predictive relationships of perceived

competence and classroom goal structures with motivation variables. The pattern was generally

consistent across math and English, although some mediation paths differed between the two subjects.

Key words : academic motivation, social support, test anxiety, classroom affect, structural equation modeling

투고일자: 2010. 11. 03.

심사일자: 2010. 11. 13.

게재확정일자: 2010. 12. 16.

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