1. 서론
대학 교양교육에서 글쓰기 과목의 중요성이 강조된 지도 상당한 시간이 흘렀다. 2000년대 들어 의사소통능력과 비판적 사고력이 중시되면서 글쓰기를 교양필수과목으로 지정하는 학교들이 늘어왔고 대부분의 대학들이 글쓰기를 교양교육의 중요한 축으로 삼아 왔다. 최근 글쓰기를 교양필수 과목에서 제외하는 학교들이 하나둘씩 생기고 있지만 글쓰기가 대학 교양교육의 핵심이라는 점은 의심의 여지가 없다. 글쓰기는 단순히 글을 쓰는 기술이라는 차원을 넘어 혁신과 융합을 중요시하는 시대에 통합적 사고력과 창의적 발상을 키우는 데에 효과적인 과목이기 때문이다.
교양교육에서 글쓰기 과목이 중시됨에 따라 그간 글쓰기 교육과 관련된 연구도 양적으로나 질적으로 큰 진전을 이루었다. 쓰기의 과정, 독자, 평가 등 여러 방면에서 의미 있는 연구들이 글쓰기 교육의 효율성을 높이는 데에 기여해 왔다. 초창기 연구에 비해 연구 주제와 방법이 세분화되고 전문화되어 이전보다 더 체계적인 교육과정을 바탕으로 대학의 글쓰기 교육이 진행되고 있다는 점은 고무적이다.
그러나 빠르게 변화하는 대학의 교육환경은 글쓰기 교육에도 그에 맞는 변화를 요구하고 있다. 대학은 해마다 변화하는 학생들의 요구에 부응하면서 대학의 교육목표에 부합하는 새로운 교육 과정을 마련해야 하는 과제를 안고 있다. 과거와 다를 바 없는 내용과 방식으로는 시대 변화에 부응하면서 학생들에게 실질적으로 도움이 되는 교육을 제공하기 어렵다. 대학 글쓰기 교육의 목표 중 하나는 쓰기에 흥미가 없고 미숙한 대학생 필자를 능숙한 필자로 만드는 것이다. 대학 글쓰기 교육이 미숙한 필자를 능숙한 필자로 만드는 성공하려면 더 효과적인 교육 방법과 전략들이 개발되어야 하고 학습자의 특성과 수준을 고려한 교육과정과 교육내용들이 마련되어야 할 것이다.
학습자 요인의 파악과 대응은 이러한 과제의 해결에 필수적 요인의 하나이다. 대학 글쓰기 교육은 학습자 요인과 관련된 문제들을 파악한 후 교육의 방향과 내용을 설정해야만 소기의 성과를 달성할 수 있다. 학습자 요인의 정확한 파악을 위해 필요한 요소 중 하나가 글쓰기 효능감(writing self-efficacy)이라 할 수 있다. 글쓰기 자기 효능감은 글쓰기에 대해 학생들이 가지고 있는 감정과 인식, 태도를 파악하는 데에 효과적일 뿐 아니라 쓰기 과제 수행과 성취에도 영향을 준다는 점에서 특별히 관심을 가질 필요가 있다. ‘writing self-efficacy’의 번역어로 쓰기 효능감, 글쓰기 효능감, 글쓰기 자기 효능감 등 여러 가지 용어들이 사용되고 있는데 여기서는 영어 원문을 그대로 살려 글쓰기 자기 효능감으로 통일해 사용하고자 한다.
글쓰기 자기 효능감이 대학 글쓰기 교육에서 매우 중요한 요인이라는 점에 대해서는 대체적인 동의가 이뤄져 있다. 문제는 그 중요성이나 관심에 비해 효능감을 측정할 수 있는 검사 도구에 관한 연구가 미흡하다는 점이다. 글쓰기 자기 효능감을 검사할 때, Shell, Murphy와 Bruning, Pajares와 Valiant 등의 평가 도구를 그대로 번역하거나 연구 대상에 맞게 일부분만 고쳐 사용하고 있는 경우가 많았고, 최근에도 검사 문항의 타당성을 검증하지 않은 상태로 검사가 진행되는 경우가 적지 않다(정혜경, 2018). 한 예로 이재승(2011)은 글쓰기 연구가 지식이나 기능과 같은 인지적인 면에 치중하여 동기나 태도적인 면을 간과하고 있다는 문제를 제기하였고, 장봉기(2014)는 국어교육학계의 풍토를 비판하며 정의적 영역의 검사 도구를 타당화하는 절차가 미흡하다는 점을 지적한 바 있다. 글쓰기 자기 효능감을 정확하게 측정하려면 이에 영향을 미치는 여러 요인들을 충실히 반영한 검사도구의 개발이 필수적이며, 무엇보다도 검사도구 개발 절차의 타당성을 충족시키는 것이 중요하다. 검사도구가 갖추어야 할 중요한 조건인 타당도와 신뢰도를 충족시키지 않은 검사도구로 수행된 연구는 낮은 예언력으로 이어질 뿐만 아니라, 연구 결과 자체의 신뢰도를 떨어뜨리는 결과를 초래한다.
이에 본 연구에서는 글쓰기 자기 효능감의 개념정립을 통해 구인을 어떻게 설정해야 하는지를 탐색하고 이를 기초로 타당한 척도를 개발하는 것을 목적으로 한다. 이러한 연구목적을 달성하기 위해 설정한 연구문제는 다음과 같다.
첫째, 글쓰기 자기 효능감 구인의 요인구조를 설정하고, 척도를 개발한다.
둘째, 글쓰기 자기 효능감 척도의 타당도와 신뢰도를 확인한다.
글쓰기 교육은 인지적 능력뿐만 아니라 비인지적 요인 또한 작용하는 복합적인 문제해결과정이자 소통과정이다. 글쓰기에 대한 경험이 부족하고 자신감이 없는 학생들에게 쓰기 과제는 상당히 큰 부담을 주는 과목일 수 있다. 글쓰기에 대한 학생들의 태도나 자세를 고려하지 않은 글쓰기 교육은 쓰기 능력 향상에 도움이 되지 않을 뿐만 아니라 오히려 쓰기에 대한 불신과 거부감만을 높이는 역효과를 낳을 위험성이 크다.
글쓰기 자기 효능감 검사 도구의 개발은 글쓰기에 대한 감정⋅태도를 정확히 진단하고, 글쓰기 교육의 문제점이 무엇인지 파악함으로써 더 나은 교육을 위한 참고 자료들을 제공할 수 있다. 또한 글쓰기 자기 효능감을 측정할 수 있는 척도의 개발은 학생과 교수자 모두에게 학습의 구체적인 방향을 제시하여 교수-학생 간의 능동적인 상호작용을 이끌어내는 데에 도움이 될 것으로 기대한다.
2. 선행연구 검토 및 연구의 방향
2.1. 글쓰기 자기 효능감 개념에 관한 연구
글쓰기 자기 효능감 검사 도구에 대한 논의에 앞서 자기 효능감 개념에 대해 검토할 필요가 있을 것이다. 이를 위해 글쓰기 이론과 자기 효능감 개념의 변화 과정에 대해 개략적인 검토를 우선적으로 진행하고자 한다.
글쓰기 연구를 주도했던 인지심리학자들은 인지적 측면에 지나친 관심을 부여하여 정의적⋅동기적 측면을 소홀히 취급해 왔다. 인지심리학적 관점의 글쓰기 연구는 동기 요인을 외부의 자극에 대해 영향을 받는 요인의 하나로 간주했을 뿐이다. 인지심리학적 방법론이 제시한 지식 진술 모형이나 지식 변형 모형에서도 정의적인 측면은 전혀 주목을 받지 못했다. 그러나 1990년 이후 글쓰기의 동기나 흥미와 같은 정의적인 요인에 관심을 갖는 연구가 하나씩 등장하게 시작하였다. 대표적인 예로 Hayes의 모형은 동기적인 요소를 인지적 요소와 대등한 비중으로 다루고 있다. 이런 새로운 경향은 글쓰기를 잘하기 위해서는 학생들이 자신의 능력에 믿음을 갖게 하고 글쓰기에 대한 흥미와 관심을 유도하는 학습환경 조성이 중요하다는 인식을 강조하였다.
글쓰기 자기 효능감은 1990년대 Pajares와 그의 동료들에 의해 본격적으로 연구되기 시작하였는데, 이것은 Bandura의 자기 효능감(self-efficacy) 이론을 글쓰기 분야에 적용한 것이라 할 수 있다. Bandura(1986)에 따르면, 자기 효능감은 특정한 과제를 성공적으로 수행하기 위해 요구되는 일련의 행동들을 조직하고 수행할 수 있는 능력에 대한 스스로의 판단을 뜻한다. 자기 효능감은 학업 수행을 예측하는 강력한 변인이며 학습자들이 과제를 수행하는 동안 학습자들의 사고와 행동에 직접적인 영향을 미치는 요인이라 할 수 있다(Bandura, 1997). 자기 효능감이 높은 학생은 어려운 과제를 꺼리지 않고 그것을 성공적으로 완수하기 위해 자신의 모든 역량을 발휘하게 된다.
글쓰기 자기 효능감에 관한 연구는 이후 Shell, Murphy 와 Bruning 등에 의해 더 세분화되고 체계화된다. 우리의 대학 글쓰기 교육과 관련하여 자기 효능감 개념에 관한 시사적인 연구는 이재승(2011)을 들 수 있다. 연구자는 글쓰기 자기 효능감은 쓰기 동기에 직접적 영향을 주고 쓰기 수행이나 쓰기 태도 형성에 깊게 관여한다는 점에서 중요한 연구 주제이나 연구자가 제한되어 있다는 문제를 지적한다. 이런 문제의식 하에 쓰기 효능감, 쓰기 동기, 쓰기 흥미, 쓰기 자신감, 자기 평가 등의 개념과 개념 간 차이에 대해 연구가 필요하다는 점, 효능감을 평가하는 도구에 관심을 가질 필요가 있다는 점, 일반적인 효능감보다는 구체적인 쓰기 상황에서 요구되는 쓰기 효능감을 측정할 필요가 있다는 점을 과제로 제시한다.
글쓰기 자기 효능감의 중요성이 강조되면서 그간 효능감의 개념과 효능감을 향상시키는 방법, 다양한 요인에 따른 효능감의 차이에 관한 연구들이 꾸준하게 진행되어 있다. 글쓰기 자기 효능감은 ‘쓰기 수행과 관련된 학생 필자의 자기 판단이며, 쓰기 과제를 성공적으로 수행할 수 있을 것이라는 기대’(박영민, 김승희, 2007),‘쓰기 수행에 필요한 지식이나 기술을 얼마나 잘 구사할 수 있는가에 대한 자기 판단, 신념’(이인영, 2014), ‘쓰기 능력에 대한 학습자 자신의 판단이나 신념, 기대’(백혜선, 방상호, 2018) 등으로 다양하게 정의되어 왔는데, 글쓰기 자기 효능감을 둘러싼 개념 규정의 차이는 크지 않다.
여기서는 앞선 연구 결과를 토대로, 글쓰기 자기 효능감을 글쓰기라는 상황적 요구를 충족시키기 위한 개인의 신념으로 자신이 가진 지식, 기능 등 쓰기의 요소뿐만 아니라 자신의 흥미나 주위의 평판 등에 근거한 신념 혹은 판단으로 정의하여 사용하기로 한다.
2.2. 글쓰기 자기 효능감 척도에 관한 연구
글쓰기 자기 효능감 검사 문항 설계에 큰 영향을 미친 연구로는 Shell, Murphy와 Bruning(1995)의 사례를 들 수 있다. 이들은 초⋅중⋅고 학생들을 대상으로 한 글쓰기 자기 효능감 구인 요소를 ‘과제별 수행’과 ‘쓰기 기술’요인으로 구분하였다. ‘과제별 수행’ 요인은 편지 쓰기, 이력서 쓰기, 시험 답안 쓰기, 시 쓰기 등 특정 쓰기 과제를 수행할 때의 효능감을 의미하며, ‘쓰기 기술’요인은 문법에 맞게 쓸 수 있는지, 짜임새 있게 글을 쓸 수 있는지의 쓰기 기술과 관련된 효능감을 의미한다.
Pajares 와 Valiante(2001)는 ‘표현 기능’과 ‘문법 기능’의 요인 구조를 포함한 글쓰기 자기 효능감 진단도구를 개발한 바 있다. ‘표현 기능’은 정확한 맞춤법 사용, 정확한 구두 사용, 말하기의 모든 부분을 정확하게 사용, 정확한 문법으로 간단한 문장표현, 단수-복수-시제-접두사-접미사에 대한 정확한 사용 등을 할 수 있는지의 정도를 평가하는 요인을 말한다. 한편‘문법 기능’은‘중심 생각이나 주제 문장을 포함한 핵심 문단을 쓸 수 있다.’, ‘주제 문장에서 생각을 뒷받침해줄 수 있도록 문단을 구성할 수 있다.’, ‘적절한 결론으로 문단 마무리, 훌륭한 도입, 전개, 결론을 바탕으로 한 잘 구조화된 매끄러운 글을 쓸 수 있다.’ 등을 말한다. 이 연구는 글쓰기에 필요한 기본적 문법과 표현법을 측정하는 데에는 효과적이지만 글쓰기 자기 효능감을 일부 기능의 측면에서만 측정하고 있다는 문제점을 보여주고 있다.
이번에는 글쓰기 자기 효능감 검사 도구 개발과 관련된 국내의 연구를 살펴보기로 한다. 지현배(2011)는 Bandura (1993)의 자기 효능감의 발휘에 영향을 미치는 인지적, 동기적, 정서적, 선택적 과정을 고려한 지식, 기능, 평판, 흥미, 불안의 글쓰기 자기 효능감 검사 도구를 제시한 바 있다. 효능감을 인지적 측면에 한정하지 않고 동기적, 정서적 선택적 과정을 두루 고려하여 측정 요인을 구성했고 효능감과 첨삭 지도의 상관성을 규명했다는 점에서 의의가 있으나, 각 항목별 문항의 개수나 타당성에 대한 고려가 부족한다는 점에서 문제점을 드러내고 있다. 배상훈, 윤유진(2012)은 글쓰기 자기 효능감 요인의 타당성을 한국 대학생을 대상으로 검증하는 연구를 진행하였다. 요인은 과제별 수행력과 글쓰기 기술로 구성되어 있는데 다양한 글쓰기 장르의 특성에 대한 이해와 기본적인 쓰기 기술에 대한 측정을 목표로 하고 있어 대학 글쓰기에 필요한 다양한 요인들을 포함하지 못한 한계를 보이고 있다.
나은미(2014)는 글쓰기 어문 규범 능력, 글의 구성 및 전개 능력, 다양한 유형의 글 수행 능력, 자기 조절 능력 및 지속적 가능성, 글쓰기의 중요성에 대한 인식을 포함한 총 24개 문항으로 구성된 글쓰기 자기 효능감 척도를 개발하였다. 글쓰기의 인지적 측면에 초점을 맞춘 척도라 할 수 있다. 정혜경(2018)에서는 쓰기 효능감 검사 항목을 글쓰기의 중요성, 글쓰기의 태도, 글쓰기 기술과 수행, 쓰기 효능감에 미친 요인으로 나누고 36문항으로 구성된 효능감 도구를 개발한 결과를 소개하고 있다. 이 연구는 수준별 분반에 따른 심리적 요인(위축, 불안, 자신감)을 중시했다는 점에서 본 연구의 문제의식과 연결되지만 검사 항목의 타당도와 신뢰도에 대한 검토가 미흡하다는 한계를 지닌다.
이상의 검토에서 드러나듯이, 글쓰기 자기 효능감 요인의 구성은 교육의 목표나 내용, 학교별 특성에 따라 차이를 보인다. 특별히 눈에 띄는 점은 기존의 방법들이 글쓰기와 관련된 ‘지식’과 ‘기능’영역에 초점을 맞추어 요인을 구성하고 있다는 점이다. 글쓰기 자기 효능감에는 쓰기를 수행하는 기능 영역, 그것과 관련된 지식, 그리고 그것에 관련된 관심이나 흥미 등이 영향을 미치고(정혜경, 2018), 성공 경험과 관련된 주위의 평판과 심리적 측면에서 갖는 불안이나 긴장도 효능감과 밀접하게 연관된다(지현배, 2011). 이런 문제의식을 바탕으로 본 연구에서는 글쓰기 자기 효능감은 특정 쓰기 영역으로 한정해 글쓰기와 관련된 지식과 기능 측면뿐 아니라, 쓰기 수행에 대한 타인의 평가 및 피드백과 관련된 사회적 측면 그리고 쓰기 상황에서의 흥미, 불안 등의 정의적 측면1)의 범주를 모두 포함한 요인을 구성한 후, 그것의 타당도와 신뢰도를 확보하는 작업을 진행하고자 한다.
2.3. 글쓰기 자기 효능감 척도 구성을 위한 범주 설정
본 연구에서 제시하는 글쓰기 자기 효능감 검사 문항은 기본적으로 Bandura의 효능감 개념을 토대로 하되2) Shell, Murphy 와 Bruning의 연구와 국내 연구자들의 검사 도구를 참고로 하여 구성하였다. 선행 연구들의 검사 도구를 수정⋅보완하여 본고에서는 글쓰기 자기 효능감 측정 요인을 ‘인지’ 영역(cognitive domain), ‘정의’ 영역(affective domain), ‘사회’영역(social domain)의 세 가지로 구분하였다. 기존의 척도가 글쓰기 관련 지식과 기능 요인에 초점을 맞추고 있다는 문제의식 하에 흥미와 불안과 같은 심리적 요인, 타인의 평가나 판단과 같은 사회적 요인도 포함한 척도를 개발하고자 한다.3)
우선 인지 영역은 글쓰기 수행과 관련된 지적인 측면과 관련된 것으로 크게 지식과 기능으로 구분하였다. ‘지식’은 한 편의 글을 완성하기 위해 필요한 기본적 지식(어휘, 문법, 장르)을 측정하는 요인이고 ‘기능’은 글쓰기 관련 지식을 활용해 정해진 목표에 따라 글을 완성할 수 있는 능력의 측정과 관련된 요인이다.
정의 영역은 긍정적 감정을 측정하는 ‘흥미’와 부정적 감정을 측정하는 ‘불안’요인으로 나누었다. 흥미는 글쓰기 과제 수행에 수반되는 재미, 즐거움, 호기심 등의 긍정적인 감정적 반응을, 글쓰기 과제 수행에 수반되는 우울, 스트레스, 불안 등의 부정적인 감정적 반응을 측정하는 요인이다.
사회 영역은 ‘대리 경험’과 ‘사회적 설득’으로 나누어 요인을 설정하였다. 전자는 타인의 성공적인 글쓰기 과제 수행을 관찰하며 얻은 자신의 글쓰기 과제 수행에 대한 자신감의 정도를 측정하고, 후자는 자신의 글쓰기 과제에 대한 타인의 긍정적 평가로 인해 형성된 자신의 글쓰기 과제 수행에 대한 자신감을 측정하는 요인을 말한다.
3. 글쓰기 자기 효능감 척도 개발 및 타당화 과정
3.1. 델파이 조사를 통한 내용타당도
3.1.1. 연구대상
예비적으로 개발한 글쓰기 자기 효능감 척도의 신뢰성과 타당성 확보를 위해 본 연구주제와 관련된 전문성과 영역 지식을 가진 국어학과 국문학 전공의 박사학위 소지자 및 대학 교⋅강사들로 구성된 패널 29명을 대상으로 하였다. 패널 수는 델파이 패널 집단의 크기가 일반적으로 10명에서 18명의 전문가가 선정되어야 하며(ush와 Jones, 2010) 최소한 10명 이상으로 구성되어야 하는 것으로 보고한 연구(Murry & Hammons, 1995)에 근거하였다. 본 연구의 패널은 현재 대학에서 글쓰기 관련 교양필수 및 교양선택 과목 강의 경력이 5년 이상인 교⋅강사들을 대상으로 하였다.
3.1.2. 연구절차
전문가 집단에 연구목적을 설명하고 델파이 전문가 참여를 의뢰한 결과, 참여를 수락한 29명에게 본 연구에서 개발한 글쓰기 자기 효능감 척도의 타당성을 검증하는 방법을 설명하는 안내문과 온라인 형식으로 제작한 조사지를 이메일로 전달하여 내용타당도에 대한 응답을 받았다. 델파이 조사는 구조화된 설문 제공에 따라 전문가 의견 범위가 축소될 우려가 있어 개발된 각 항목에 추가적인 의견을 진술 할 수 있도록 의견란을 제시하여 항목에 대한 의견을 개진할 수 있도록 하였다. 각 평가항목의 타당도는 5점 리커트 척도(매우 타당하다, 타당하다, 보통이다, 타당하지 않다, 매우 타당하지 않다)에 응답하도록 하였다.
3.1.3. 자료분석
델파이 분석은 전문가 패널들의 반응에 대한 문항별 내용 타당도 비율(CVR:Content Validity Ratio)을 산출하여 내용타당도가 확보된 것은 그대로 두고 그렇지 않은 것은 수정 혹은 보완하였다. 전문가 집단의 크기가 29일 때는 내용타당도 비율(Content Validity Ratio: CVR)의 최소값은 .33이다(Lawshe, 1975). 회신된 설문지는 EXCEL을 사용하여 분석하였으며, Lawshe(1975)의 내용타당도와 합의도, 수렴도를 항목별 평균값 및 CVR 값을 기준으로 그 타당성을 확인하였다.
3.2. 구인타당도 및 신뢰도
3.2.1. 예비조사
① 연구대상
본 연구에서는 본교 교양필수 교과목인 ‘대학글쓰기’를 수강하고 있는 재학생을 대상으로 하였다. 설문에 응답한 재학생은 총 1099명이며 인문계열 283명(25.8%), 사회계열 212명(19.3%), 공학계열 315명(28.7%), 자연계열 289명(26.3%), 소속대학을 응답하지 않은 9명(0.8%)이었다.
② 자료분석
글쓰기 자기 효능감 척도의 내적 타당도 분석을 통한 요인구조를 확인하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인분석을 실시하기에 앞서 분석에 사용된 상관행렬이나 표본의 크기가 요인분석에 적합한지를 검토하였다. KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 값은 1에 가까울수록 표본의 상관은 요인분석하기에 적합하다는 것을 의미하는데, 그 값이 .9 이상이면 매우 좋고, .8정도면 양호하며 .60~.70정도 이면 보통이고, .50 이하이면 받아들일 수 없는 것으로 판단한다(Kaiser, 1974). Bartlett의 구형성 검정은 변수들 간의 상관이 0인지 검정하는 것으로 요인분석은 문항간의 상관이 있어야만 분석이 가능하므로 영가설을 기각하여야 한다(송지준, 2015). 또한 공통성인 MSA(Measures of Sampling Adequacy)가 .4보다 낮으면 변수를 제거하여 타 변수로 요인을 설명하는 것이 바람직하다. 따라서 이 연구에서는 공통성이 .4보다 작으면 이를 제거하고 요인분석을 진행하였다.
주축 요인법(principal axis factoring)을 통한 요인분석을 실시하였고 요인의 회전방식은 사각회전(oblique rotation) 방식을 사용하였다. 일반적으로 회전축을 회전시킬 때 각 요인들의 관계가 서로 독립적이라고 간주할 수 있는 경우에 사용할 수 있는 직각회전을 많이 사용한다. 하지만 사회과학에서는 어떤 구성개념이 다른 구성개념을 구성하는 요인들과 관련되어 있을 가능성이 많다(탁진국, 2007), 이 연구에서는 요인분석을 한 결과 요인간의 상관계수가 .3 이상이므로 요인 간에 상관이 있는 것으로 판단되어 사각회전(oblique rotation)을 실시하였다. 일반적으로 사각회전을 통해 추출된 요인을 해석할 때 구조행렬(structure matrix)은 요인간의 상관이 클 경우 구조계수의 값이 커져 어떤 변수들끼리 관련이 있는지 해석하기 어렵기 때문에(Tabachnick & Fidell, 1989) 패턴형렬(pattern matrix)을 중심으로 구조행렬(structure matrix)참고하여 요인을 해석하였다. 일반적으로 사회과학에서 요인부하량(factor loading)은 .4 이상일 때 요인간의 관련성이 의미가 있는 것으로 해석하나(송지준, 2015), 예비조사단계에서 요인간의 관련성을 보다 엄격하게 확인하기 위하여 .4 이상의 보수적인 기준을 적용하였다.
탐색적 요인분석 후에는 AMOS 24 프로그램을 사용한 확인적 요인분석을 통해 글쓰기 자기 효능감 척도 모형의 적합도 검증을 확인하고, 집중타당도와 판별타당도를 확보하였다. 신뢰도 분석의 결과는 문항내적일치도 계수(Cronbach’ α)와 같은 신뢰도 척도를 계산한 값으로 판단하며, 일반적으로 사회과학 분야에서 .6 이상이면 신뢰도가 있다고 본다(송지준, 2015). 따라서 이 연구에서는 .6 이상을 기준으로 문항의 신뢰도를 검증하였다.
3.2.2. 본조사
① 연구대상
본 연구는 글쓰기 자기 효능감 척도의 탐색적 요인을 통해 추출된 요인구조의 안정성이 유지되는지를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 본 연구에서는 대학글쓰기 교과목을 수강하고 있는 S대학 재학생을 대상으로 하였다. 설문에 응답한 재학생은 총 2842명이며 인문계열 383명(13.5%), 사회계열 852명(30.0%), 공학계열 1208명(42.5%), 자연계열 253명(8.9%), 예체능계열 19명(0.7%), 융합특성화자유전공학부 113명(4.0%), 소속대학을 응답하지 않은 13명(0.5%)이었다.
② 자료분석
척도의 구인타당도에 대한 경험적 증거를 얻기 위해 AMOS 24.0을 활용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 첫째, 모형의 추정방법은 최대우도법(Maximum likelihood estimation; MLE)을 사용하고, 자료의 결측치 추정을 위해서는 FIML(full-information maximum likelihood)방법을 활용하였다. 둘째, 적합도 지수로는 비교적합지수(comparative fit index [CFI]), 표준적합지수(normed fitindex [NFI]), 터커-루이스 적합지수(tucker-lewis index [TLI]), 오차 평균제곱의 제곱근(root measquare error of approximation [RMSEA]) 값을 산출하였다. 셋째, 개념 신뢰도(construct reliability, CR), 평균분산추출지수(average variance extracted: AVE)를 산출하여 집중타당성을 확보하고, 두 요인간의 평균분산지수가 결정계수(r2)보다 크다는 것을 확인하여 판별타당성을 확보하였다. 잠재변수를 측정하는 관측변수들의 일치성 정도를 나타내는 집중 타당성을 확보하기 위하여 EXCEL을 이용하여 평균분산추출(average variance extracted: AVE)값과 개념신뢰도(construct reliability: CR)값을 계산하였다. AVE는 표준화된 요인부하량의 제곱 값들의 합을 표준화된 요인부하량의 제곱 합과 오차분산의 합으로 나눈 값으로 .5 이상이면 집중타당성이 있는 것으로 간주한다(우종필, 2012). 넷째, 요인분석에 결과로 추출된 요인의 타당성 여부를 판단하기 위해 하위 요인간의 상관 분석을 실시한다. 다섯째, 개발한 검사도구의 전체 및 하위영역별 신뢰도를 살펴보기 위해서는 Cronbach-α 계수를 산출하였다.
4. 글쓰기 자기 효능감 척도 타당화 결과
4.1. 델파이 조사를 통한 내용타당도 결과
예비 척도의 진술문장은 문헌 고찰과 전문가 협의회 시 전문가들의 전사한 의견을 바탕으로 Likert식 5점 척도로 제시하였다. 평가항목별 내용타당도(CVR)가 델파이 전문가 패널 29명 기준에 해당하는 .33이상의 문항을 채택하였고, 각 평가항목별로 별도 의견을 개진한 경우에는 충분히 검토, 참고하여 평가항목의 내용을 수정 및 보완하였다. 델파이 내용타당도(CVR) 분석결과와 문항 수정내용은 <표 1>에 제시하였다.
<표 1>을 구체적으로 살펴보면, 기능 요소를 측정하는 ‘정해진 시간 내에 글쓰기 과제를 끝마칠 수 있다(9번 문항)’, 흥미 요소를 측정하는 ‘어려운 글쓰기 과제에 매달리는 것이 즐겁다(16번 문항)’, ‘큰 스트레스나 고통을 느끼지 않고 글을 쓸 수 있다(17번 문항)’ 그리고, 불안 요소를 측정하는 ‘내 글쓰기 실력이 탄로 날까 두렵다(20번 문항)’ 와 대리경험 요소를 측정하는 ‘동료의 글쓰기 실력이 향상되면 나의 실력도 향상될 수 있다고 생각한다(28번 문항)’, 사회적 설득 요소를 측정하는 ‘교수님 혹은 전문가로부터 글쓰기와 관련된 직업을 권유받은 적이 있다(32번 문항)’ 와 ‘동료들에게 글쓰기 관련 경진대회에 공모해 보라고 권유받은 적이 있다(33번 문항)’를 포함한 7문항을 제외하고는 모든 문항에 대해서 평균은 3.9점 이상의 내용타당성을 나타냈으며, CVR 값은 ‘가치로움’ 평가항목을 제외한 모든 평가항목들이 .33이상을 나타냈다. 평균 4점 미만이면서 CVR 값 .33 이하의 값에 해당하는 문항들을 삭제한 총 26문항이 타당한 것으로 확인되었다.4)
<표 1>
글쓰기 자기 효능감 척도의 평가항목별 내용타당도(CVR)
4.2. 구인타당도 및 신뢰도 결과
4.2.1. 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis : CFA)
6요인 구조의 하위변인들 간의 관계를 설정하고 이 관계가 이론적 구인에 부합되는지를 확인하기 위해 총 26개 문항에 대해서 고유치 1을 기준으로 공통요인분석의 주축요인추출법과 Oblique 사교회전법으로 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인분석을 실시하기에 앞서, 전체 응답자료에 대한 KMO값은 .934로서 1에 가까운 값이 산출되어 요인분석을 적용하기에 적절한 것으로 나타났으며, 구형성 가정 역시 Bartlett 검증에 의해 통계적 유의수준 .01을 기준으로 요인분석을 수행하기에 적절하다고 확인되었다. 원래 측정하고자 한 요인의 특성이 아닌, 다른 특성요인을 측정하는 것으로 판단된 문항과 요인부하량이 중복되어 요인구분이 부적절하다고 판단되는 문항은 분석에서 제외하였다. 구체적인 탐색적 요인분석 결과는 <표 2>와 같다.
<표 2>
글쓰기 자기 효능감 척도 탐색적 요인분석의 요인행렬(패턴행렬)
26개 문항을 대상으로 요인분석을 실시한 결과, 3개 문항이 제거되고, 최종적으로 총 23개 문항이 선택되었다. 불안을 측정하는 ‘가능하다면 글쓰기와 관련된 일은 피하고 싶다’(19번 문항) 은 흥미 요인에 요인부하량이 중복부하 되어 두 요인을 모두 측정하는 것으로 나타나 타당하지 않게 개발된 것으로 판단하여 삭제하였다. 기능에 대한 신념 및 기대를 측정하는 것으로 개발된 ‘문장의 문법적 오류를 찾아 바르게 고칠 수 있다’(1번 문항)과 ‘글에서 잘못된 맞춤법을 찾아 수정할 수 있다’(2번 문항)이 또 다른 하나의 특성을 측정하는 것으로 요인이 구분되어 추출이 되어, 원래 의도한 특성을 측정하지 못한다고 판단되어 삭제하였다. 문항을 삭제한 후 요인별로 항목의 내용을 살펴보면 요인Ⅰ은 지식과 기능의 독립적인 두 요인이 동일한 특성을 측정하는 하나의 요인으로 추출되었으며, 요인Ⅱ는 흥미 요인, 요인Ⅲ은 대리경험, 요인 Ⅳ는 불안, 요인Ⅴ는 사회적 설득을 평가하는 것으로 나타났다. 이에 요인Ⅰ은 글쓰기 과제에 대한 지식과 기능에 대한 자신의 신념⋅기대를 측정하므로 요인명을 ‘성공 수행’으로 명명하였다.
각 요인에 대해 구체적으로 살펴보면, 글쓰기 자기 효능감 척도의 Ⅰ요인 ‘성공수행’ 은 고유값이 8.595로 37.369%를, Ⅱ요인 ‘대리경험’은 고유값이 1.804로 7.844%를, Ⅲ요인‘흥미’는 고유값이 1.403으로 6.098%를, Ⅳ요인 ‘불안’은 고유값이 1.291로 5.615%를, 사회적 설득 Ⅴ요인은 고유값이 1.134로 4.930%를 설명하였다. 총 5개 요인에 해당하는 전체변량은 약 61.856%를 설명하는 것으로 나타나 글쓰기 자기 효능감을 측정하는 도구로서의 양호한 설명량을 가지는 것을 확인하였다.
4.2.2. 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis : CFA)
탐색적 요인분석 결과에 따른 요인 구조의 확인적 요인분석을 위해 구조방정식 모형을 활용한 요인분석을 실시한 결과는 <표 3>과 같다.
<표 3>
확인적 요인분석 적합도 지수
| 적합도 | χ2 | df | χ2/df | TLI | CFI | RMSEA |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 초기모형 | 2438.249 | 220 | 11.083 | .906 | .925 | .060 |
| 수용기준 | p>.05 | χ2/df < 3 | >.9 | >.9 | <.8 |
<표 3>을 구체적으로 살펴보면, TLI, CFI 값은 모두 .8 이상으로 나타났다. 이 적합도 지수는 모형의 간명성과 설명력의 정도를 고려하여 계산되는 지수로, 1에 가까울수록 좋으며, 0.9이상이면 모형의 적합도가 양호한 것으로 간주되어(Kline, 1998), 글쓰기 자기 효능감 모형의 적합도는 좋은 것으로 검증되었다. 또한 RMSEA 값은 .060 일반적인 수용기준 .08이하로 나타났기 때문에 적합도가 양호한 것으로 판단된다(Browne & Cudeck, 1993). 확인적 요인분석 결과에 따른 표준화계수가 표현된 확인적 요인분석 결과는 [그림 1]과 같다.
확인적 요인분석을 실시한 후, 잠재변수와 측정변수의 타당도 검증을 위해 수렴타당도와 판별타당도를 확인하였다. 수렴타당도는 각 요인의 표준화계수, 개념신뢰도(construct reliability: CR), 평균분산추출지수(Average Variance Extracted: AVE)로 확인하였다. 검증결과는 <표 4>에 나타난 바와 같이, 선행연구의 일반적인 기준을 충족하였다. 즉, 모든 측정변수의 표준화계수가 모두 .7이상이고, 개념 신뢰도(CR) 값이 모두 .7이상으로 나타났으며 평균분산추출지수(AVE)는 모두 .5이상으로 확인되어 수렴타당도가 확보되었다고 판단할 수 있다.
<표 4>
확인적 요인분석, 개념신뢰도, 평균분산추출 지수 결과
판별타당도 검증 결과는 <표 5>와 같다. 이는 잠재변수 간의 차이를 알아보고자 하는 것으로서, 잠재변수 간 상관계수(Φ) 중에서 가장 큰 값인 .700로, 상관계수의 제곱(0.700²)은 .490이다. 모든 잠재변수의 평균분산추출지수(AVE) 값이 가장 큰 결정계수인 .490보다 크기 때문에, 본 측정도구의 하위 요인 간 낮은 상관성과 독립성을 가지고 있다는 의미이므로 판별타당도를 확보했다고 판단할 수 있다.
5. 논의 및 결론
본 연구는 글쓰기 자기 효능감을 정확하게 측정할 수 있는 검사도구 개발을 목적으로 하였다. 학생들의 글쓰기 능력과 글쓰기에 대한 태도의 향상을 위한 노력은 단순히 글쓰기 실력 향상에만 국한되는 것이 아니라 비판적 사고력, 의사소통능력, 문제해결능력의 배양에도 도움이 된다는 점에서 대학에서 특별히 관심을 가져야 할 사항이라 할 수 있다.
2000년대에 들어서면서 글쓰기 교육은 대학 교양교육의 필수적 요소로 대두하였고 그에 따라 관련 연구도 활발하게 진행되어 왔다. 글쓰기 교육 연구 초반에는 글쓰기 기능이나 지식과 같은 인지적 측면에 초점을 맞추어 연구가 진행되어 왔으나 연구가 축적되면서 불안과 흥미 등 정의적 측면에 대한 관심 또한 늘어났다. 글쓰기는 인지적 측면과 정의적 측면이 복합적으로 작용하면서 진행되는 소통과정이자 문제해결 과정으로 양 측면의 영향을 모두 고려하여 교육을 진행할 때 글쓰기 교육은 소기의 목적을 달성할 수 있다.
학습자의 글쓰기 수행에 대한 교수자의 평가는 학생들의 효능감에 영향을 미쳐 글쓰기 수행에 긍정적 혹은 부정적 결과를 가져올 수 있다(Jones, 1977; Meyer, 1992; Rosenthal, 1978). 글쓰기에 대한 개인적 차원의 기술과 기능에 대한 인지적 측면과 글쓰기 활동을 동기화시킬 수 있는 정의적 측면인 불안과 흥미, 그리고 사회적 차원의 글쓰기 수행에 대한 교수자 혹은 동료들의 평가와 모델링 등에 따라 발달된 글쓰기 자기 효능감을 정확하게 측정하여 쓰기에 대한 학생들의 태도와 쓰기 능력을 정확하게 측정할 수 있다면 글쓰기 교육의 개선방안을 구체화하여 효율성을 한층 높일 수 있다.
이런 문제의식 하에 본 연구는 세 단계로 진행되었다. 글쓰기 자기 효능감 측정 도구를 개발하기 위해 기존의 관련 연구들을 검토한 후, Bandura의 자기 효능감 이론과 Parajes의 쓰기 영역에서의 자기 효능감 연구, 자기 효능감에 관한 국내 연구 결과를 분석⋅종합하여 글쓰기 자기 효능감이라는 구인의 개념을 정립하였다. 이를 토대로 글쓰기 교육현장에서 실천적으로 적용될 수 있는 환경을 고려한 글쓰기 자기 효능감을 측정할 수 있는 항목들을 선정한 후 항목들에 대한 타당성 검증 단계를 거쳤다. 글쓰기 교육을 오랜 기간 담당한 전문가 집단을 선정하여 측정 항목의 내용 타당도를 검토한 후 구인 타당도와 신뢰도 검증을 거침으로써 글쓰기 자기 효능감 검사 문항을 최종적으로 확정하였다.
요인 분석을 통한 글쓰기 자기 효능감 구성 요인의 확인은 영역 일반 자기 효능감을 영역 특수적인 글쓰기 자기 효능감에서도 적용될 수 있음을 경험적으로 검증하였다는 데에 그 의미가 있다. 또한 본 연구에서는 기존 연구에 대한 검토를 바탕으로 글쓰기 자기 효능감 검사 항목의 설정에 그치지 않고 전문가 집단을 통한 주관적 타당도를 확보하고, 객관적 타당도 확보를 위한 탐색적, 확인적 요인분석을 활용한 검사도구의 타당성 조건을 충족하고 신뢰도를 검증했다는 점에서 기존의 연구와 차별점을 지닌다. 통계적 결과에 따라 도출된 각 요인이 담고 있는 측정 내용은 글쓰기 자기 효능감을 함양할 수 있는 구체적인 교육 내용의 탐색에 의미 있는 시사점을 던져준다. 글쓰기 자기 효능감 측정 결과는 학생들의 현 수준을 진단함으로써 그에 맞는 글쓰기 교육의 목표를 수립하고, 교수-학습방법을 인지적, 정의적 영역별로 구체화시킬 수 있는 기초 자료로 활용될 수 있다.
글쓰기 자기 효능감 문항이나 검사 도구는 교육의 목표나 교육적 환경, 학습자 요인에 따라 얼마든지 달리 만들어질 수 있다. 이에 따라 본 연구에서 개발한 검사 도구 역시 일정한 한계를 지니고 있다. 영역 특수적 글쓰기 자기 효능감 구인을 확인하고 이를 측정할 수 있는 도구개발을 통한 글쓰기 교육의 효과성을 평가하고 글쓰기 교육의 질을 높이는 것도 중요하지만, 학문 영역별, 전공별로 전공특성을 반영한 글쓰기 주제 및 내용 선정도 그에 못지않게 중요하다. 이에 따라 앞으로 학문 특수성과 맥락을 반영한 전공 영역에서의 글쓰기 자기 효능감 검사 도구를 마련하고 새로운 글쓰기 교육 방안을 마련하는 것도 필요하다.
추후 연구로서 학문 영역별, 전공별 상이한 글쓰기 수업 설계에서 이 연구에서 제안한 도구를 일반화해서 적용할 수 있는지에 대해서도 지속적으로 검증해 보아야 할 것이다. 또한 글쓰기 자기 효능감 구인에 근거하여 실제 학생들의 학생 수준을 측정하고 학생 수준에 맞춘 글쓰기 자기 효능감 교육 프로그램 개발 및 글쓰기 교육과정 개선이 이루어져야 할 것이다. 그리고 실제로 글쓰기 자기 효능감 증진의 구체적인 방안을 수업설계에 반영한 다양한 사례를 발굴하고 우수사례를 중심으로 교수자 교육을 함으로써 어떻게 글쓰기 교육을 해야 하는가에 대해 실제 사례를 보여주는 것도 필요할 것이다.
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