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문제 정의
- 또한, 고등학생들은 하루 일과에서 정규 학교 수업이 차지하는 비중이 대부분이어서 사교육을 수강할 시간이 초, 중학생들에 비해 현저히 부족하다. 그러므로, 본 연구에서는 초등학교 4학년을 시발점으로 하여 중학교 2학년에 이르는 5년의 종단자료를 분석하고자 한다. 우선, 학업성취에 대하여 5년의 반복측정을 이루는 무조건 모형(그림 1)을 통해 그 발달궤적을 검증한 후, 두 번째 단계에서 5개년도의 사교육 변인들을 설정하여 분석 하게 된다(그림 2).
- 따라서, 본 연구에서는 그 동안의 선행연구들의 제한점을 보완하여 5년간의 종단자료를 통해 사교육의 효과가 시간 독립적인 특성을 가지는지 혹은 시간 의존적인 특성을 가지는지 살펴보고자 한다. 5년의 기간 동안 연구대상의 연령은 초등학교 4학년부터 중학교 2학년으로 성장하게 된다.
- 본 연구에서는 5년의 종단 자료를 통해 지금까지의 연구에서 간과하고 있었던 사교육의 시간 의존적인 효과를 검증하였다. 그 결과, 사교육은 학년 시기에 따라 그 효과의 크기가 달라질 수 있음을 증명하였으며, 특히 초등학교 시기부터 이미 사교육의 효과가 나타나고 있었을 뿐 아니라 학업성취 초기치가 아동의 학업성취 발달 궤적에 상당히 중요한 영향을 미친다는 사실은 우리나라 교육 현장에 의미 있는 시사점을 제공하였다.
제안 방법
- 그렇다면, 사교육이 학업성취에 미치는 영향이 시간 의존적인지 혹은 시간 독립적인지 판단하기 위해 두 모형의 chi-square 차이값이 유의한지 살펴보았다. <그림 3>과 <그림 4>의 두 모형은 서로 내포 모델이므로 chi-square 값의 차이를 통해 어느 모형이 더 적합한지 판단할 수 있다.
- 첫째, 아동의 학업성취의 전반적인 발달 궤적을 검증하기 위해 무조건 모형(unconditional growth model)이 추정되었다. 둘째, 무조건 모형에서 발달궤적과 그 개인차를 확인한 후, 사교육을 예측변인으로 설정 하여 그 효과를 검증하였다. 이 때에, 학업성취에 대한 사교육의 시간의존적 효과 모형과 시간 독립적 효과 모형을 각각 분석하였다.
- 본 연구에서는 5년 간의 종단자료를 사용하여 잠재성장모형을 통해 초기 청소년의 학업성취의 발달궤적을 도출하고, 사교육의 효과가 시기에 따라 달라지는지 혹은 시기와 무관하게 동일한지 분석하였다. 그 결과는 다음과 같다.
- 사교육은 KYPS의 설문지에서 아동이 지난 1년간 학교 수업 이외에 각 과목별로 사교육(개인과외, 그룹과외, 학원, 학습지 과외, 인터넷 과외 등)을 수강했는지의 여부를 국, 영, 수에 대하여 자기보고식으로 응답하였다. 수강한 적이 없으면 0, 있으면 1로 코딩되었다.
- 셋째, 본 연구에서 측정한 학업성취는 아동이 자신의 성취수준에 대해 주관적으로 인지하고 있는 문항들로 구성되었다. 그러나, 이는 객관적으로 점수화, 등급화 되어 있는 아동의 실제 성적과는 차이가 있을 수 있다.
- 그러므로, 본 연구에서는 초등학교 4학년을 시발점으로 하여 중학교 2학년에 이르는 5년의 종단자료를 분석하고자 한다. 우선, 학업성취에 대하여 5년의 반복측정을 이루는 무조건 모형(그림 1)을 통해 그 발달궤적을 검증한 후, 두 번째 단계에서 5개년도의 사교육 변인들을 설정하여 분석 하게 된다(그림 2). 이 때에, t년도의 사교육은 t+1년의 학업성취에 미치는 영향까지 추가되어 예측변인의 시간적 우선성을 확보하게 된다.
- <그림 3>의 무조건 모형에서 사교육을 예측변인으로 추가하여 각각 시간 의존적 효과 모형(그림 4)과 시간 독립적 효과 모형(그림 5)으로 분석하였다.
- 둘째, 무조건 모형에서 발달궤적과 그 개인차를 확인한 후, 사교육을 예측변인으로 설정 하여 그 효과를 검증하였다. 이 때에, 학업성취에 대한 사교육의 시간의존적 효과 모형과 시간 독립적 효과 모형을 각각 분석하였다. 시간 의존적 효과 모형은 시간에 따라 예측변인의 영향이 달라지는 것을 가정하는 것으로서, 이에 따르면 학업성취에 대한 사교육의 효과가 매 시기마다 달라진다.
- 이 중, 2004년 학업성취에 대한 2004년 사교육의 효과가 가장 큰 베타값을 보였고, 2007년 학업성취에 대한 2006년 사교육의 효과가 가장 적은 베타값을 보였다. 이러한 경로계수의 상대적 효과가 통계적으로 유의한지 판단하기 위해 등가제약모델(equal constrained model)과 비제약모델(unconstrained model)을 분석하였다. 등가제약모델은 2004년 학업성취에 대한 2004년 사교육의 효과와 2007년 학업성취에 대한 2006년 사교육의 효과가 서로 동일하다는 것으로 두 경로를 같은 것으로 사전 제약하게 된다.
- 잠재성장모형을 분석하기에 앞서, 변인들에 대한 기본적인 정보를 제공하기 위해 사교육과 학업성취의 각 년도 평균과 표준편차를 에 제시하였다.
- 첫째, 시간 의존적 효과 모형에서는 사교육이 학업성취에 미치는 영향이 시기별로 다르다는 것을 가정하기 위해 각 시기의 사교육에서 학업성취로 가는 경로들을 모두 자유 추정하였다. 각 시기별 사교육들 간 상관이 모든 시기에서 서로 유의하였으므로 <표 2> 사교육들 간의 공분산은 모든 시기에서 설정되었다.
- 학업성취는 KYPS의 설문지에서 아동이 지난 학기 국, 영, 수 각 과목의 성적에 대하여 스스로 인지하는 수준을 자기보고식으로 응답하였다(학생의 지난 학기 성적은 반에서 어느 정도였습니까?). 국, 영, 수 각각에 대하여 5점 Likert 척도로 매우 못하는 수준(1점)부터 매우 잘하는 수준(5점)으로 측정되었다.
대상 데이터
- 본 연구는 5년 종단자료로서, 마지막 5차년도의 표본 유지율은 86.1%였다. 이로 인해 누락된 무응답치의 편향을 방지하기 위해 FIML(full information maximum likelihood) 방법으로 결측치를 처리하였다.
- 본 연구에서는 한국청소년패널조사(KYPS)의 초 4 패널 데이터를 사용하였다. 이는 2004년도에 층화다단계집락표집으로 추출된 전국(제주도 제외)의 2844명 초등학교 4학년 아동(남학생 1524명, 여학생 1320명)들을 2008년까지 매 1년마다 반복 추적한 데이터이다.
데이터처리
- 분석을 위한 소프트웨어 프로그램은 AMOS 7.0을 사용하였다.
이론/모형
- 본 연구의 연구문제 분석을 위해 잠재성장모형(Latent growth curve modeling)이 사용되었다. 이는 다음과 같은 2단계로 분석되었다.
- 1%였다. 이로 인해 누락된 무응답치의 편향을 방지하기 위해 FIML(full information maximum likelihood) 방법으로 결측치를 처리하였다. FIML은 누락된 데이터를 처리함에 있어 listwise deletion나 pairwise deletion 등의 방법보다 덜 편향적이고 효율적인 것으로 보고된다(Enders & Bandalos, 2001).
- 이는 다음과 같은 2단계로 분석되었다. 첫째, 아동의 학업성취의 전반적인 발달 궤적을 검증하기 위해 무조건 모형(unconditional growth model)이 추정되었다. 둘째, 무조건 모형에서 발달궤적과 그 개인차를 확인한 후, 사교육을 예측변인으로 설정 하여 그 효과를 검증하였다.
성능/효과
- 이주리(2009)는 실질적으로 사교육 수강을 가장 많이 하는 두 과목인 영어와 수학 과목에 대하여 각각 우수 집단과 부진 집단으로 나누어 사교육의 효과를 살펴보았다. 그 결과, 네 집단의 학생들은 모두 사교육을 수강할수록 학업성취도의 점수가 유의하게 상승하였다. 동일한 연구에서 공교육 변인인 수준별 이동수업은 어느 집단에서도 통계적으로 아무런 영향을 미치지 못한 것과는 상반된다.
- 본 연구에서는 5년의 종단 자료를 통해 지금까지의 연구에서 간과하고 있었던 사교육의 시간 의존적인 효과를 검증하였다. 그 결과, 사교육은 학년 시기에 따라 그 효과의 크기가 달라질 수 있음을 증명하였으며, 특히 초등학교 시기부터 이미 사교육의 효과가 나타나고 있었을 뿐 아니라 학업성취 초기치가 아동의 학업성취 발달 궤적에 상당히 중요한 영향을 미친다는 사실은 우리나라 교육 현장에 의미 있는 시사점을 제공하였다.
- 000으로 유의하였으나, 이는 큰 표본에 민감한 chi-square 의 특성에 기인하는 것으로 보인다. 그러나, NFI = .941, IFI = .943, TLI = .914, CFI = .943의 우수한 적합도 수준을 보이며 수용되었다.
- 둘째, 시간 독립적 효과 모형에서는 사교육이 학업성취에 미치는 영향이 시기별로 모두 동일하다는 것을 가정하기 위해 각 시기의 사교육에서 학업성취로 가는 경로들을 모두 K값으로 고정하였다(그림 4). 사교육들 간 공분산은 시간 의존적 모형과 마찬가지로 모든 시기에서 설정되었다.
- 이는 사교육이 학업성취 향상에 효과가 있다는 지금까지의 선행연구들(김주후·남궁지연, 2008;김청자, 2001; 박동준·백경문, 2009; 이은우, 2006; 이주리, 2009; 이주리, 2010; 정윤경 등, 2010)이 방법론적으로 한계가 있었다는 문제 제기에 타당성을 부여하는 결과이다. 본 연구에서 5년 자료를 통해 시간 의존적 효과 모형과 시간 독립적 효과 모형을 분석하여 비교하였을 때, 시간 의존적 효과 모형이 통계적으로 더욱 적합한 것으로 나타났다. 학업성취에 대한 사교육의 효과는 초등학교 4학년 때에 가장 컸던 반면, 초등 학교 6학년 때 받은 사교육이 중학교 1학년의 학업성취에 미치는 효과는 그에 비해 유의하게 적었다.
- 두 모델은 내포 모형이므로, 각각의 모델에서 얻어진 chi-square 값을 비교하여 그 차이가 유의하면 경로계수의 상대적 크기가 통계적으로도 다른 것으로 판단할 수 있다. 분석 결과, ⊿df =1에서, ⊿x2 = 13.845로 통계적으로 유의한 차이가 있었다(등가제약모델：chi-square = 376.881, df = 27)
- 첫째, 초등학교 4학년부터 중학교 2학년에 이르기까지 학업성취는 점점 감소하는 것으로 나타났다. 학습 과정이 심화되면서 전반적으로 아동들은 학업의 어려움을 가지는 듯 하다.
- 본 연구에서 5년 자료를 통해 시간 의존적 효과 모형과 시간 독립적 효과 모형을 분석하여 비교하였을 때, 시간 의존적 효과 모형이 통계적으로 더욱 적합한 것으로 나타났다. 학업성취에 대한 사교육의 효과는 초등학교 4학년 때에 가장 컸던 반면, 초등 학교 6학년 때 받은 사교육이 중학교 1학년의 학업성취에 미치는 효과는 그에 비해 유의하게 적었다. 이는 상급학교로 진학할수록 사교육의 효과가 더욱 의미 있었다는 김청자(2001)의 연구와 어긋나는 결과이다.
후속연구
- 그러나, 본 연구에서는 이러한 사교육의 효과에 대하여 사교육의 경험 여부만으로 측정하였다는 첫 번째 한계점을 가진다. 따라서, 후속 연구에서는 사교육에 대하여 수강 시간과 수강 형태 등 보다 세밀한 측정을 통해 학업성취의 발달 궤적에 대한 효과를 살펴볼 것이 권장된다.
- 그러나, 이는 객관적으로 점수화, 등급화 되어 있는 아동의 실제 성적과는 차이가 있을 수 있다. 그러므로, 후속 연구에서는 아동의 학업성취도 점수 등 객관적인 성적 자료를 통해 학업성취를 측정해 볼 것이 권장된다.
- 둘째, 본 연구에서는 초등학교 4학년부터 중학교 2학년까지 5개년도의 성장 모형을 분석하였는데, 후속연구에서는 청소년 후기인 고등학교까지 연장하여 학업성취 발달궤적에 대한 사교육의 시간 의존적 효과를 보다 광범위하게 다루어볼 필요가 있겠다.
- 그러나, 본 연구에서는 이러한 사교육의 효과에 대하여 사교육의 경험 여부만으로 측정하였다는 첫 번째 한계점을 가진다. 따라서, 후속 연구에서는 사교육에 대하여 수강 시간과 수강 형태 등 보다 세밀한 측정을 통해 학업성취의 발달 궤적에 대한 효과를 살펴볼 것이 권장된다.
- 상급학교로 진학할수록 학생들에게 사교육의 효과가 의미 있게 나타날 수 있음을 제안하는 결과이다. 이는 사교육의 효과가 시기에 따라 달라지는 시간 의존적인 특성을 가질 가능성을 시사하며, 동시에 종단연구의 필요성을 제기한다.
- 맞벌이 부부나 저소득층 자녀들을 위해 현재 시행 중인 방과 후 교실 혹은 ‘초등돌봄교실’ 등을 보다 활성화해야 한다. 이를 위해 초등학생들에게 국, 영, 수 등의 과목을 가르쳐 줄 수 있는 자원봉사자들을 적극적으로 활용하는 방법이 있을 것이다. 한편, 이와 같은 초등학교 4학년 때의 효과에 비해, 초등학교 6학년 때 받은 사교육이 중학교 1학년의 학업성취에 미치는 효과는 상대적으로 적었다.
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