서론
연구의 필요성
2016년에 69.8%의 고등학교 졸업자가 대학에 진학한 것으로 한국교육개발원(Korean Educational Development Institute [KEDI], 2016)은 발표하였으나, 이와 같은 높은 대학진학률 이면에는 대학생의 기초학업능력이 저하되는 것이 우려 될 수도 있다. 대학생의 중도탈락률 또한 해마다 증가하여 2014년 전체 대학생 중 6.38%에 비해 2015년 7.41%로 증가했다(KEDI, 2016). 중도탈락의 이유로는 건강문제, 경제문제, 취업, 심리정신적 문제 혹은 학업부진과 같은 요인이 많다(Lim & Kwak, 2011). 이중 학습과 관련된 부분은 학생의 개인차원으로 해결해야만 하는 문제이기도 하지만 학생의 역량을 판단하고 선발한 학과와 대학 차원의 다차원적 접근이 요구된다고 생각된다. 이에 대학에서의 새로운 형태의 다양한 수업방식에의 적응 및 성공적인 학업성취를 위하여 학습전략을 전환해야 하는 시점에 놓여있다.
신입생 시기인 대학생의 첫 학기는 대학생활 4년의 성공률을 70～80% 예측(Wilcox, Winn, & Fyvie-Gauld, 2005) 할 만큼 중요한 시기이므로 학교에서 성공적인 대학생활을 돕고자 한다면 가장 집중적으로 관심과 지도를 해야 할 시기라고 여겨진다. 특히 실제 교육현장에서의 간호대학 신입생은 입학 할 때부터 전공영역이 정해져 있어 전공기초에 대한 부담감과 많은 학업량으로 적응하는데 어려움을 호소하기도 한다. 간호대학 여학생의 휴학경험(Shin & Ahn, 2014)에 따르면, 휴학에 대한 갈등은 저학년의 경우에는 1학년 여름방학과 2학년 초에 시작되어 최종 결정은 3학년 실습 나가기 전 2학년 겨울방학에 많았다. 이는 국외 간호대학생 대상의 연구(Andrew et al., 2008)에서도 저학년에서 휴학이 많았고, 특히 임상실습 전 휴학을 결심하는 것으로 보아 나라와 무관하게 유사한 맥락일 가능성이 높다. 또한 간호대학 학생들 입장에서 임상실습은 강의실 중심의 이론교육에서 강의실이 아닌 병원과 같은 현장 중심의 실습교육이라는 점에서 학습전략이 크게 전환되어야 하는 시기로 인식할 것으로 예상된다. 즉 간호대학 학생의 경우 일반대학 학생과 비교하여 고등학교에서 대학교로 전환되는 시기이외에도 강의실의 이론교육에서 현장에서의 실습교육을 습득해야하는 시기에 학습전략 혹은 보다 큰 의미에서의 학교생활 전반에 대한 적응을 고민하고 불안해 할 가능성이 높을 수 있다. 이에 학과와 대학은 임상실습 전이면서 대학입학 후 첫 학기인 신입생들의 학업지속의향을 파악하여 간호교육의 장에서 학업과정을 완수 할 수 있도록 간호인력 양성 측면에서 사회적인 고민을 해야 하는 것은 분명하다.
학업지속의향은 학습지속의향으로도 기술되고 있는 개념으로 중도탈락과 밀접한 관련이 있음에도 불구하고 우리나라에서는 간호학에서의 중도탈락률에 대한 공식적인 통계 및 자료가 없는 실정이며(Jeon, Noh, & Kim, 2015), 간호학에서의 학업지속의향 및 중도탈락에 대한 연구 또한 부족하다. 학업지속의향은 성별, 학년, 연령, 인종, 간호학 전공 만족도 등 개인의 일반적 특성에 의해서도 직·간접적 영향을 받는다(Jeon et al., 2015; Kim, 2010). 학습지속의향은 수업만족도를 매개로 진로결정 자기효능감, 학교의 지원정도, 진로스트레스 등 많은 변인들과 유의한 관계를 맺고 있으며 학습지속의향이 높은 학생이 소속된 대학은 학생들에게 헌신 정도가 높으며 교수와 학생 간 교류정도가 높은 경향이 있는 것으로 나타났다(Yoon, 2013). 학습자가 스스로 본인의 학습내용을 계획, 조직하고 그것을 점검, 교정 할 수 있는 자기조절학습능력 또한 학습지속의향과 관계가 있는 것으로 나타났는데 Joo, Hong과 Lee (2011)는 자기 주도적으로 학습을 하는 학습자 일수록 학업 지속성이 높음을 언급하였다. 따라서 과거의 교수자 중심이 아닌 스스로 자신의 학습과정을 조절해야 하는 학습자 중심의 교육 패러다임에서는 자기조절학습능력과 학습지속의향 간 관계에 대한 문제를 실제적인 연구주제로 논의할 만하다.
기초학업능력 저하의 사회적 현상에서 자기조절학습능력과 관련하여 최근 들어 주목받고 있는 개념이 학습동기이다. 학습동기는 자기조절학습능력과 높은 상관관계(Kim, 2014; Lee, 2013)를 보이고 있다. 또한 학생들의 학습동기가 강할수록 학습 지속 기간이 길어지며(Jeon, 2016) 이러한 특성을 가진 학생들은 학습 자체에 중점을 두고 있기 때문에 만족스러운 결과가 따라와 자연히 학습을 지속하게 된다는 연구결과가 있다(Choi, 2014). Kim (2009)은 현재의 수강을 완료하였고 다음에도 관련 학습을 계속하고자 하는 의지의 정도라고 정의한 학습지속의향이 학습동기에 영향을 받을 것이라고 주장하며 다양한 연구결과를 보이고 있다. 다만 선행연구에서 종속변수이자 독립변수로 확인된 학습동기가 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 매개효과를 확인하는 시도는 없는 실정이므로 직ㆍ간접 효과 여부를 확인할 필요가 있다.
이에 본 연구는 간호대학 신입생의 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계를 확인하고, 학습동기를 매개변인으로 설정하여 학습동기가 두 변수에 미치는 영향을 실증적으로 규명하고자 한다. 이를 통해 간호학을 선택한 신입생의 학습지속의향을 유지하기 위한 자기조절학습능력 향상을 위한 간호교육 프로그램 개발에 기초자료를 제공하고자 한다.
연구 방법
연구 대상
본 연구의 대상자는 D시에 소재한 4년제 일 간호대학에 재학 중인 학생으로 최소 1학기 15주 이상 학습경험을 갖고 있으며, 본 연구에 참여하기를 동의한 학생 146명으로 하였다. 본 연구의 목적을 충분히 이해하고, 연구에 자발적 참여에 동의한 대학신입생을 대상으로 진행하며 학기 도중 휴학을 한 학생은 제외하였다. 표본수는 효과크기 .30, 검정력 .95, 유의수준 .05으로 하고 G*Power 3.1.2 program을 이용하여 134명이 산출되었다. 본 연구의 예상 대상자 수는 자료의 결과를 신뢰하기에 충분한 대상자의 크기로 판단된다.
연구 도구
본 연구에서 사용된 변인은 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기의 총 3개이며, 각 변인은 자기조절학습능력 88문항, 학습지속의향 4문항, 학습동기 31문항으로 각각 구성되어 일반적 특성을 포함하여 총 127문항으로 구성되었다.
● 자기조절학습능력
자기조절학습능력은 학습활동의 모든 과정에서 학습자 자신이 의사결정과 행위의 주체가 되어 학습을 조절하려는 노력이다(Chung, 2005). 자기조절 학습을 측정하기 위해서 Chung (2005)이 요인분석을 통해 개발한 대학생능력 도구를 사용하였다. Chung (2005)은 학습자의 내재적 과정, 학습자가 몸담고 있는 환경 및 학습행동의 세 가지 변인이 자기조절학습의 노력이라고 가정하고 동기조절, 인지조절, 행동조절의 하위 구성변인으로 개념화하였다. 각 문항은 ‘거의 그렇지 않다’(1점), ‘때때로 그렇다’(2점) ‘보통이다’(3점) ‘자주 그렇다’(4점), ‘항상 그렇다’(5점)의 5점 척도로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 자기조절학습능력이 높음을 의미한다. 도구개발 당시 Chung (2005)의 연구에서 Cronbach's α는 .93～.96이었으며 본 연구에서 Cronbach's α는 동기조절 .91, 인지조절 .94, 행동조절 .93이었다.
● 학습지속의향
학습지속의향은 현재의 학습을 지속하고자 하는 의지이다(Shin, 2003). 본 연구에서는 학습지속의향을 측정하기 위하여 Shin (2003)이 개발하고 Lee (2015)가 수정한 학업지속의향 척도를 사용하였다. 본 도구는 총 4문항으로 학습완료의 중요성, 학업지속 방해요인 극복의지 등을 묻는 문항으로 구성되어 있으며 7점 척도(1=전혀 그렇지 않다, 7=매우 그렇다)로 점수가 높을수록 학업지속의향이 높음을 의미한다. Shin (2003)의 연구에서 Cronbach's a는 .85이었으며 Lee (2015)의 연구에서는 .88이었다. 본 연구에서 Cronbach's α는 .86이었다.
● 학습동기
학습동기는 학습자로 하여금 학업행위를 유발시키고 학업활동에 적극적으로 참여하게 하는 자발적인 힘이다(Lee, 2013). 학습동기는 Motivated Strategies for Learning Questionnaire (Pintrich, Smith, Garcia, & Mckeachie, 1993)를 Kim (2006)이 번안과 역번안 과정을 거친 도구를 이용하였다. 총 31문항으로 구성되며 동기의 하위변인으로는 가치로써 내적동기(Intrinsic Goal Orientation) 4문항, 외적동기(Extrinsic Goal Orientation) 4문항, 과제 가치(Task Value) 6문항과 기대로써 학습신념통제(Control of Learning Beliefs) 4문항, 자기효능감(Self-efficacy for Learning and Performance) 8문항, 정서로써 시험불안(Task Anxiety) 5문항의 6개의 하위변인이 있으며, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점, ‘그렇지 않다’ 2점, ‘약간 그렇지 않다’ 3점, ‘보통이다’ 4점, ‘약간 그렇다’ 5점, ‘그렇다’ 6점, ‘아주 그렇다’ 7점으로 7점 리커트(Likert) 척도로 구성되어 있다. 각 요인별로 문항점수의 평균이 높을수록 상대적으로 학습동기가 높다고 할 수 있다. Kim (2006)의 연구에서 신뢰도 Cronbach's α는 .96이었으며 본 연구에서 Cronbach's α는 .95였다. 하위변인으로 내적동기 .81, 외적동기 .80, 학습신념통제 .91, 과제가치 .91, 자기효능감 .96, 시험불안 .93이었다.
자료 수집 방법 및 윤리적 고려
본 연구를 위한 자료 수집은 K대학의 생명윤리심의위원회(Institution Review of Board, IRB No. 2016-080)의 심의를 통과한 후 2017년 6월 5일부터 6월 7일까지 시행하였다. 모집방법에서는 연구 참여를 알리는 첫 공지를 교수자가 하게 될 경우 취약한 대상자인 학생은 동의하기의 자유로움을 상실할 수도 있으므로 연구대상자가 연구자를 알 수 없게 진행을 도와 줄 연구보조자 행정직원 1명을 선정하여 설문지를 진행하였다. 연구보조자는 연구대상자에게 먼저 연구에 대해 직접 설명한 후 연구 참여에 동의한 대상자에게 자발적인 연구동의서를 받은 후 진행하였으며 연구대상자에게 본 연구의 참여는 수업과 무관하며, 스스로 자율적인 동의하에 진행됨을 설명하였다. 또한 연구 참여 중 언제든지 자발적으로 참여를 중단할 수 있으며, 이로 인한 어떠한 불이익도 받지 않음을 설명하였다.
자료 분석 방법
수집된 자료의 분석은 SPSS WIN 23.0 프로그램을 이용하여 연구 목적에 맞게 다음과 같은 방법으로 분석하였다.
∙연구대상자들의 일반적 특성은 빈도와 백분율로 분석하였으며 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기는 평균, 표준편차를 이용하여 분석하였다.
∙연구대상자의 일반적 특성에 따른 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기의 차이를 확인하기 위해 Independent t-test와 One Way ANOVA를 이용하였고 사후검정은 Scheffe test로 하였다. 정규성 검정에서 자료가 정규분포하지 않는 변수는 Mann-Whitney U검정과 Kruskal-Wallis 검정으로 분석하였다.
∙연구대상자의 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기 간 상관관계는 Pearson‘s Correlation을 이용하였다.
∙자기조절학습능력, 학습지속의향의 관계에서 학습동기의 매개효과를 검증하기 위하여 위계적 다중회귀분석방법(Multiple regression, hierarchical)을 실시하였다. 매개효과를 검증하기 위하여 Baron과 Kenny (1986)가 제시한 절차에 따라 3단계로 나누어 회귀분석을 실시하였으며 Sobel test를 사용하여 매개효과의 유의성 검증을 실시하였다. 이 과정에서 연구의 주요변수인 학습지속의향에 영향을 주는 것으로 확인된 일반적 특성들은 공변량으로 통제하고 분석되었다.
연구 결과
대상자의 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기
본 연구대상자의 자기조절학습능력은 5점 만점 중 3.49±0.42점 이었으며 하위영역인 동기조절, 인지조절, 행동조절은 각각 3.08±0.44점, 3.87±0.52점, 3.52±0.52점 이었다. 학습지속의향은 7점 만점 중 5.53±0.94점이었다. 학습동기는 7점 만점 중 4.72±0.76점으로 하위영역인 내재적 동기, 외재적 동기, 통제신념, 과제가치, 자기효능감, 시험불안은 각각 4.68±0.95점, 5.50±0.94점, 4.98±0.95점, 4.97±0.93점, 4.64±1.02점, 4.09±1.31점으로 나타났다(Table 1).
Table 1.
Mean Scores of Variables (N=146)
대상자의 일반적 특성에 따른 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기 차이
본 연구대상자는 여자가 83.6%(122명)으로 남자 16.4%(24명) 보다 많았으며 간호학과 지원동기는 주변의 권유 32.9% (48명), 취업 고려 25.3%(37명), 성적 고려 24.7%(36명), 봉사하고 싶어서 17.1%(25명) 순이었다. 거주형태는 기숙사가 67.8%(98명)으로 가장 많았으며, 스스로 생각하는 대인관계가 보통이라고 생각하는 경우가 56.2%(82명)으로 가장 많았다(Table 2).
본 연구대상자의 일반적 특성에 따른 자기조절학습능력은 대인관계능력(F=13.03, p<.001)에 따라 유의한 차이가 있었으며 사후분석 결과 대인관계에 만족하고 있는 경우(3.91±0.55)가 보통(3.35±0.35)이거나 불만족인 경우(3.36±0.40) 보다 자기조절학습능력이 유의하게 높게 나타났다. 일반적 특성에 따른 학습지속의향은 성별(Z=-1.74, p=.032), 지원동기(X2=13.96, p=.003), 대인관계능력(X2=43.68, p<.001)에 따라 유의한 차이가 있었으며 사후분석 결과 봉사하고 싶어서 간호학과를 지원한 경우(6.03±0.66)가 취업을 고려했거나(5.74±0.81) 성적에 맞추었거나(5.31±0.10), 주변의 권유로 지원한 경우(5.28±0.10) 보다 학습지속의향이 유의하게 높게 나타났다. 또한, 대인관계에 만족하고 있는 경우(6.53±0.57)가 보통인 경우보다(5.68±0.74) 학습지속의향이 높았고, 보통인 경우는 불만족인 경우(4.88±0.92) 보다 학습지속의향이 유의하게 높게 나타났다. 일반적 특성에 따른 학습동기는 지원동기(X2=6.32, p=.009)와 대인관계(X2=17.37, p<.001)에 따라 유의한 차이가 있었으며 사후분석 결과 대인관계에 만족하고 있는 경우(5.45±0.88)가 보통(4.69±0.67)하거나 불만족 하는 경우(4.48±0.68) 보다 학습동기가 유의하게 높게 나타났다(Table 2).
Table 2.
Differences in Learning Motivation, Self-regulated Learning Ability, Learning Persistence Intention according to General Characteristics of Subjects (N=146)
| Variables | Categories | n(%) | Learning motivation | Self-regulated learning ability | Learning persistence intention | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Mean±SD | t or F(p) | Scheffe֜ | Mean±SD | t or F(p) | Scheffe֜ | Mean±SD | t or F(p) | Scheffe֜ | |||
| Gender | Male | 24(16.4) | 4.74±0.89 | -0.01 (.996)* | 3.47±0.50 | -0.23 (.816) | 5.16±1.12 | -1.74 (.032)* | |||
| Female | 122(83.6) | 4.71±0.73 | 3.50±0.41 | 5.61±0.89 | |||||||
| Reason for application | According to the gradesa | 36(24.7) | 4.63±0.83 | 6.32 (.009)* | 3.41±0.46 | 1.51 (.216) | 5.31±0.10 | 13.96 (.003)* | a,b,d<c | ||
| On the advice of othersb | 48(32.9) | 4.51±0.75 | 3.44±0.42 | 5.28±0.10 | |||||||
| To servec | 25(17.1) | 5.01±0.66 | 3.59±0.34 | 6.03±0.66 | |||||||
| In order to get a jobd | 37(25.3) | 4.86±0.70 | 3.57±0.44 | 5.74±0.81 | |||||||
| Residential pattern | Dormitorya | 98(67.8) | 4.71±0.74 | 0.05 (.949) | 3.47±0.39 | 0.75 (.474) | 5.50±0.94 | 0.44 (.803)* | |||
| 3.36±0.29 | 5.44±0.12 | ||||||||||
| Live apart from one's own family and lodgingb | 5(2.7) | 4.61±0.56 | |||||||||
| Home and relativesc | 43(29.5) | 4.74±0.83 | 3.55±0.50 | 5.62±0.94 | |||||||
| Personal relations | Dissatisfactiona | 46(31.5) | 4.48±0.68 | 17.37 (<.001)* | a,b<c | 3.36±0.40 | 13.03 (<.001) | a,b<c | 4.88±0.92 | 43.68 (<.001)* | a<b<c |
| Usualb | 82(56.2) | 4.69±0.67 | 3.35±0.35 | 5.68±0.74 | |||||||
| Satisfactionc | 18(12.3) | 5.45±0.88 | 3.91±0.55 | 6.53±0.57 | |||||||
대상자의 자기조절학습능력, 학습지속의향 및 학습동기의 상관관계
대상자의 학습지속의향에 대하여 자기조절학습능력(r=.57, p<.001), 학습동기(r=.60, p<.001)가 양의 상관관계가 나타났다. 학습동기는 자기조절학습능력(r=.79, p<.001)과 유의한 양의 상관관계가 나타났다(Table 3).
자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 학습동기의 매개효과
본 연구대상자의 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 학습동기의 매개효과를 검증한 결과는 Table 4와 같다. 먼저 회귀분석의 가정을 검정하기 위하여 Durbin-Watson으로 구한 오차의 자기상관계수는 2에 가깝게 나타나 자기 상관이 없으므로 잔차의 독립성 조건이 만족되었다. 분산팽창인자(Variance Inflation Factor, VIF)도 10 보다 작으므로 독립변수 간 다중공선성이 없음을 확인하였다. 본 연구에서는 대상자의 일반적 특성의 영향력을 통제하기 위해 학습지속의향에 유의한 영향을 미치는 변수로 나타난 성별, 지원동기, 대인관계능력을 통제변수로 설정하였다.
Table 4.
Mediating Effects of Learning Motivation in Relation to Self-regulated Learning Ability and Learning Persistence Intention (N=146)
1단계에서는 독립변수인 자기조절학습능력이 매개변수인 학습동기에 미치는 영향에 대해 분석하였다. 분석결과 독립변수인 자기조절학습능력의 표준화 된 계수 β값이 .78로 자기조절학습능력이 학습동기에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<.001). 통제변수 중 성별, 지원동기, 대인관계능력 모두가 학습동기에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으며 회귀모형의 유의성을 판단하기 위한 F값이 46.93 (p<.001)으로 유의한 회귀모형임을 확인하였다.
2단계로 독립변수 자기조절학습능력이 종속변수인 학습지속의향에 미치는 영향을 알아보았다. 독립변수인 자기조절학습능력의 표준화 된 계수 β값이 .45로 나타나 자기조절학습능력이 학습지속의향에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<.001). 통제변수가 종속변수인 학습지속의향에 미치는 영향을 살펴보면 성별, 대인관계능력이 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며 F값이 22.83 (p<.001)으로 유의한 회귀모형임을 알 수 있다.
3단계의 매개변수가 종속변수에 미치는 영향을 검증하기 위한 분석에서 독립변수와 매개변수를 동시에 투입된 결과, 독립변수인 자기조절학습능력은 학습지속의향에 유의하지 않았으나(β=.15, p=.139), 반면 매개변수인 학습동기는 유의하게 영향을 주는 것으로(β=.39, p<.001)로 나타났다. 매개변수인 학습동기가 자기조절학습능력과 학습지속의향과의 관계에서 완전매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 한편 학습동기의 매개효과 크기에 대한 유의성 검증을 위해 Sobel test를 실시한 결과, Z값은 3.63(p<.001)으로 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 학습동기가 완전 매개효과를 가지는 것으로 나타났다(Figure 1). Adjusted R2값은 .49로 이 모형의 설명력은 49%이며 F값이 23.56(p<.001)으로 유의한 회귀식이다.
논의
실제 대학교육 현장에서는 학습을 지속 할 수 있도록 힘을 부여하기 위하여 학습자 스스로 행동의 방향과 목표에 도달하고자 하는 개인의 노력을 강조할 뿐만 아니라 다양한 교육방법과 프로그램으로 접근하는 전략을 모색하고 있다. 본 연구에서 확인된 자기조절학습능력이 학습지속의향에 미치는 영향에 대한 결과와 신입생의 심리적 특성인 학습동기의 매개효과의 주결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.
첫째, 본 연구대상자인 간호대학 신입생의 자기조절학습능력은 5점 만점에 3.49점으로 간호학과 학생들을 대상으로 같은 도구를 사용한 Shin (2011)의 연구결과 3.34점 보다 약간 높았지만 유사한 수준이다. 본 연구에서의 하위요인별 점수는 인지조절 3.87점, 행동조절 3.52점, 동기조절 3.08점 순으로 Kim (2016)의 연구결과, 인지조절 3.57점, 행동조절 3.24점, 동기조절 3.15점 순과 일치하였다. 이는 간호학과 신입생은 자기조절학습능력의 하위요인 중 인지조절이 행동조절이나 동기조절 보다 높은 것을 보아 학습내용을 기억하고 점검하며 계획 및 학습의 이해정도로 자신의 학습상태에서 주도적 자세를 취하고 있는 것을 알 수 있다. 따라서 추후 자기조절학습능력 향상 프로그램 개발을 할 때 자기효능감, 내재적 가치, 시험불안, 목표지향 등의 동기조절과 노력이나 시간, 환경조절 등의 행동조절에 대한 내용을 포함한다면 균형 있는 자기조절학습능력을 발휘할 수 있을 것이다.
본 연구대상자의 학습지속의향은 7점 만점 중 5.53점으로 같은 도구를 사용하고 공과계열 학생을 대상으로 한 Lee (2015)의 연구결과 5.61점과 유사하게 나타났다. 더 많은 비교를 위해 5점으로 변환한 결과 본 연구에서는 4.17점으로 Lee (2015)의 연구결과 4.08점과 서울시 소재의 4년제 대학교에서 공학교육에서 인증과 관련된 소양교과목을 수강하는 일반 대학생들을 대상으로 한 연구(Park & Yu, 2014) 결과인 3.86점 보다 높은 결과이다. 이러한 결과는 타 학과 학생들보다 간호학과 학생들의 학습지속의향이 더 높음을 알 수 있다. 이에 간호학과 학생들의 학습지속의향을 더욱 높이기 위해서는 Yoon (2013)의 연구결과에서 제시된 것처럼 교수와 학생들 간 상호 커뮤니케이션 강화, 질문을 허용하는 수업 분위기 개선, 코칭 프로그램 개발과 같은 학교차원의 적극적 지원으로 수업만족도를 향상시키는 노력이 필요할 것으로 보인다.
본 연구대상자의 학습동기는 7점 만점 중 4.72점으로 교육심리학과 학생대상연구(Park, 2010)의 결과 5.06점과 비교하면 더 낮게 나타났다. 대학생 학습동기수준을 제시하는 연구가 거의 없어 충분한 비교가 어렵지만 상대적으로 명확한 진로를 정하여 입학한 간호대학생들이 학습을 끝까지 완수해야 되겠다는 의향은 있으나, 가까운 미래 자신들의 진로에 필요한 지식을 현재 왜 학습해야 하는지 등이 학습동기는 매우 중요함에도 불구하고 학습동기가 다소 낮을 가능성을 민감하게 고려해볼 필요가 있다. 본 연구의 대상자가 신입생임을 고려할 때 Park (2010)의 연구에서 학습동기 향상에 유용하다고 본 협동학습, 진로교육 프로그램 등과 같은 학습동기를 고취시킬 수 있는 프로그램을 적용한다면 학습동기를 저학년부터 높게 유지하는데 도움이 될 것으로 생각된다.
본 연구대상자인 간호대학 신입생의 일반적 특성에 따른 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기의 차이를 본 결과, 먼저 자기조절학습능력은 대인관계능력을 제외한 나머지 일반적 특성과 유의한 차이를 보이지 않았다. 자기조절학습능력은 타인의 도움에 의한 공동조절학습이나 공동학습을 증진하려는 사회적 공유조절학습으로도 향상될 수 있다(Yang, 2015). 그러므로 자기조절학습능력 증진 프로그램을 도입할 시에는 개인 활동 프로그램이외에도 그룹 활동을 위주로 하는 Active Learning 등과 같은 교수-학습 방법을 도입하는 것이 자기조절학습능력을 향상시킬 수 있는 하나의 효과적 방편임을 알 수 있다.
본 연구대상자의 일반적 특성에 따른 학습지속의향은 성별, 지원동기, 대인관계능력에 따라 유의한 차이를 보였다. 이는 학습몰입과 학습만족도가 학습지속의향을 높인다는 일 연구(Park & Yu, 2014)와 동료학습자 간의 상호작용 정도가 학습만족도를 높인다(Swan, 2001; Tu & Mclsaac, 2002)는 결과를 융합적인 맥락에서 수용해본다면 간호대학생들의 긍정적인 대인 교류가 학습을 지속하는 것에 영향을 미치는 것으로 해석 할 수 있다. 지원동기 중 ‘봉사하고 싶어서’를 선택한 학생들이 다른 이유보다 학습지속의향이 높았다. 이는 ‘성적에 맞추어’, ‘주위의 권유로’와 같은 외재적 영향을 받아 간호학과에 지원한 학생들보다 내재적 동기를 가진 학생들이 학습지속의향이 더 높음을 짐작 할 수 있다.
본 연구대상자의 일반적 특성에 따른 학습동기는 지원동기와 대인관계능력에 따라 유의한 차이가 있었다. 이는 학생-교사 간 관계가 학습동기(Stroet, Opdenakker, & Minnaert, 2015)와 관련성이 높고, 대인관계는 다양한 학습동기에 관여한다(Song, Park, Shin, & Lee, 2016)는 연구결과와 유사한 맥락이다. 연구결과에 근거하여 학습동기가 높은 학생들은 주변 사람들로부터 긍정적인 영향을 받거나 원만한 대인관계를 통하여 학습동기가 더욱 내재화될 수 있음을 유추해볼 수 있다.
본 연구대상자인 간호대학 신입생의 자기조절학습능력, 학습지속의향 및 학습동기 간 상관관계를 확인한 결과, 학습지속의향에는 학습동기가 60%로 중등도의 유의한 상관관계를 보였다. 이는 평생 학습중심대학 프로그램에 참여하는 학습자를 대상으로 한 Choi (2014) 연구결과와 유사하다. 이러한 결과를 기반으로 하여 간호대학 신입생의 학습지속의향을 높이려면 학습동기를 유발할 수 있는 환경이 조성되어 학습지속의향도 높일 수 있음을 유추해 볼 수 있다. Kim (2006)의 선행연구에 따르면 동기조절훈련 프로그램에 참여한 학생이 참여하지 않은 학생들보다 동기조절 능력이 향상되었다는 연구결과가 있다. 따라서 간호학과 신입생의 학습동기유발을 위한 프로그램을 개설하여 학과의 대한 다양한 정보를 제공하고 선배의 학습 노하우에 대한 특강을 듣는 등 미리 4년간의 학과 프로그램의 분위기를 느껴보게 하는 것이 필요하겠다. 이는 학과의 차원만이 아닌 대학본부도 함께 신입생의 학습동기 유발을 이끌어 낼 구체적 방안을 고민할 필요가 있다. 또한 학습지속의향은 자기조절학습능력과도 57%로 중등도의 유의한 상관관계를 보였는데, 이는 사이버 아카데미 교육과정 이수자를 대상으로 한 Joo, Kim과 Choi (2009)의 연구결과와도 일치한다. 본 연구에서의 학습동기와 자기조절학습능력 또한 79%로 중등도의 유의한 상관관계를 보였다. 따라서 위에서 언급한 동기유발 프로그램과 같은 대학-학과 프로그램의 적용으로 학습동기가 유발되면 자기조절학습능력도 긍정적으로 증가할 것이고, 학습지속의향에도 긍정적 영향을 줄 수 있을 것이다.
본 연구대상자의 간호대학 신입생의 자기조절학습능력과 학습지속의향 관계에서 학습동기의 매개효과를 확인한 결과 완전매개 효과가 있는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 Joo 등(2009)의 연구결과와 부분적으로 일치한다. 즉, 간호학과 신입생의 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 학습동기의 매개효과를 검증한 결과 자기조절학습능력은 학습지속의향에 직접적인 영향을 미치지는 않지만 학습동기의 매개에 의하여 영향을 미친다고 이해할 수 있다. 자기조절학습능력이 저하되면 학습동기는 저하되고, 학습동기가 저하될수록 학습지속의향 또한 감소하게 될 가능성이 커진다. 이에 간호대학 신입생의 학업지속의향을 높이기 위해서는 자기조절학습능력과 더불어 그 무엇보다 학습동기가 유발될 수 있는 환경을 조성해야하며 학습동기를 적극적으로 활성화시키기 위해서는 구체적으로, 배운 것을 활용할 수 있는 연계성 있는 교육과정을 구성하고 지식이 아닌 수행 위주의 다양한 수업방식 도입 및 효육적 학습을 위해 학습과정의 즉각적 피드백이 병행되어야 할 필요가 있다. 또한 서열식 평가보다는 성과 위주의 평가방법을 적용하는 등의 혁신적 교육 환경을 도입하여야 할 것이다.
지금까지의 결과를 종합해보면, 학습지속의향을 증가시키려면 자기조절학습능력을 함양시키는 것이 매우 중요하며 학습을 함에 있어 동기를 부여시키는 것 또한 매개과정을 통해 간접적으로 기여할 것으로 예상된다. 이와 같은 결과는 학생들의 학습지속의향을 향상시키기 위해서는 교육적 환경 외에도 자기조절학습능력과 학습동기와 같은 학습자 개인의 자발적 요인을 포함한 교육방법의 전략 모색이 필요하다. 즉, 자기조절학습능력이 저하된 간호대학 신입생들에게 학습동기를 강화하면 자기조절학습능력이 학습지속의향에 미치는 부적 영향을 감소시킬 수 있고, 자기조절학습능력이 충분한 학생들에게는 학습지속의향을 확고히 하는 결과를 기대 할 수 있다. 그러므로 간호학과 신입생 때부터 자기조절학습능력과 학습동기를 유지하고 향상시킬 수 있는 학습동기유발 프로그램 개발 및 적용이 적극 필요할 것이다.
본 연구는 우리나라 간호대학생의 학습지속의향에 대한 연구가 부족한 상황에서 간호대학생의 자기조절학습능력에 대한 영향을 살펴보았고 또 학습동기가 학습지속의향 매개효과로써 긍정적 영향을 미친다는 것을 확인하였다는데 그 의의를 갖는다. 또한 과거의 교수자 중심이 아닌 스스로 자신의 학습과정을 조절해야 하는 학습자 중심의 교육 패러다임에서는 자기조절학습능력과 학습지속의향 간 관계를 실제적으로 규명하는 것은 교육현장에 제공하는 의의가 높을 것으로 생각된다. 이상에서 간호대학 신입생의 학습지속의향을 높이기 위해서 자기조절학습능력을 살펴보고, 아울러 학습동기를 증대시키고 향상시키기 위한 활동들이 필요함을 확인할 수 있었다.
결론 및 제언
본 연구결과, 자기조절학습능력과 학습동기는 학습지속의향과 중등도의 유의한 양의 상관관계를 보였으며, 자기조절학습능력은 학습지속의향에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자기조절학습능력과 학습지속의향의 관계에서 학습동기는 완전매개 효과를 보이는 것으로 나타났으며 이는 49%의 설명력이 있는 것으로 나타났다. 따라서 간호대학 신입생의 자기조절학습능력은 학습지속의향을 높이고, 학습동기는 학습지속의향에 긍정적 영향을 미칠 수 있다는 점을 제시하였다.
본 연구결과를 바탕으로 대학본부 측에서는 신입생의 동기를 유발할 수 있는 동기유발 프로그램을 적극 개설하고 간호대학 측에서는 교육과정 내에 신입생의 동기유발을 위한 Active Learning 교과목을 개발하여 자기조절학습능력, 학습지속의향, 학습동기를 모두 고취시킬 수 있는 방법을 고안해야 할 것이다. 이를 통해 학생은 스스로, 또는 연구 결과 세 변수 모두 대인관계에 영향을 많이 받으므로 동료들과 함께 동기를 유발하고 탐색하는 과정이 필요하다는 것을 알 수 있다.
본 연구는 D시에 소재한 4년제 일 간호대학에 재학 중인 학생을 대상으로 실시되었다. 이는 전국의 학생들을 대표할 수 없을 뿐더러 간호대학이라는 특정 학과를 대상으로 시행된 연구이기 때문에 다양한 지역과, 특정 학과가 아닌 무작위로 뽑힌 대상자를 대상으로 연구를 진행한다면 더 바람직한 결과를 얻을 수 있을 것이다. 따라서 대상자를 확대화 한 추후연구를 제언한다.
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