학생선수와 운동선수들의 인권과 학교폭력에 대한 구조적 문제는 사회적 문제로 대두되고 있다. 최근 운동선수나 연예인 등 많은 유명인들이 과거 학교 폭력에 대한 사실이 드러나면서 사회적으로 큰 이슈가 되었다. 이러한 문제는 단순히 학생들 간의 문제가 아닌 사회 구조나 차별과 관련되기 때문에 예방과 근절을 위해 국가, 사회, 학교, 그리고 가정 등 우리 모두의 노력이 절대적으로 필요하다. 따라서 이러한 문제를 예방 및 근절하기 위해서는 근본적으로 가정과 학교생활에서 많은 관심과 노력을 기울여야 할 것으로 생각한다.

학생 발달에 있어 중요한 역할을 하는 사회적 환경 중 대표적인 존재는 부모와 교사(Van der Kaap-Deeder et al., 2017)로 그들이 지지하는 자율성은 학습자 및 자녀에게 다양한 선택의 기회를 제공하고, 이들이 추구하는 가치와 흥미를 탐색할 수 있도록 도움을 제공하며, 무엇보다 이들의 관점에서 이해하려고 노력한다(Soenens & Vansteenkiste, 2005; Vansteenkiste, Lens, & Deci, 2006). 특히, 청소년기에는 신체적, 인지적으로 급격한 발달 및 변화를 보이는데 이때, 학습자는 자신의 의사결정권을 보다 더 많이 갖기를 기대하기(Chen, 2010) 때문에 부모와 교사의 양육방식이나 교수법은 매우 중요하다(Reeve & Jang, 2006). 반면, 부모와 교사의 심리적 통제가 높으면 학습자의 자율성 동기가 낮아 감정조절, 행동 및 학습에 대한 문제 특히, 학업 성취도를 부정적으로 예측한다(Aunola & Nurmi, 2004). 이는 결과적으로 부모와 교사의 인정, 격려가 자녀와 학습자 간의 긍정적 상호작용으로 이어져 학습자의 학교생활이나 수업에서의 노력과 몰입, 심리적 안녕감뿐만 아니라 미래지향적 삶의 목표설계 등에 큰 영향을 미칠 것이다. Ryan & Deci(2000, 2009)에 의하면, 자기결정성 동기가 더 높은 학생은 자기결정성 동기가 적은 학생보다 더 많은 노력과 인내(끈기), 즐거움을 보이며 무엇보다 체육수업 환경에서 더 많은 자기결정성을 지닌 학생들은 신체 활동에 참여하려는 의지가 더 강하고, 미래에 선택적 체육교육에 참여할 가능성이 높고, 여가시간에서도 상당히 활동적임을 보고하였다(Hagger, Chatzisarantis, Culverhouse, & Biddle, 2003).

한편, Scanlan & Simons(1992)은 즐거움(enjoyment)의 구성개념을 기쁨(pleasure), 좋아함(liking), 그리고 재미(fun)와 같은 일반화된 감정을 반영하는 스포츠 경험에 대한 긍정적인 정서 반응으로 정의하였다. Deci, & Ryan(1980)은 즐거움(enjoyment)과 내재적 동기의 구성을 다소 상호 교환적으로 사용하지만, Scanlan & Lewthwaite(1986)는 이 두 구성개념을 명확하게 구별할 필요가 있음을 주장하면서 즐거움을 다양한 자원(sources)을 가진 더 광범위하고 포괄적인 구성개념으로 보았다. 즐거움에 대한 중요성은 스포츠 동기와 관련하여 청소년 및 엘리트 운동선수들의 참여동기 및 중도 포기와 관련된 연구에서 확인되며 특히, Brusted(1993)는 청소년 선수들이 스포츠에 참여하는 중요한 이유로 “즐거움”을 제시하였다. Brusted(1993)뿐만 아니라 Gould(1987)는 스포츠를 중도에 포기하는 주요원인을 즐거움 부족으로 보고, 부모의 압박이 낮을수록 농구선수의 즐거움은 더 크다고 언급하였다. 즐거움은 청소년들이 신체적으로 활동하도록 동기를 부여하는 중요한 매개 요인이 될 수 있다(Dishman et al., 2005). 체육수업에서 본질적으로 높은 수준의 기술을 바탕으로 다양한 수업과제에 참여하는 학습자는 더 즐겁고, 흥미로울 것이다. Fisher & Noble(2004)은 과제에 대한 관심은 노력을 긍정적으로 예측한다는 사실을 보고였다.

국내에서도 즐거움이 학생들에 긍정적인 영향을 미친다는 연구(Kim, Kim, Won, 2015; Park, Lee, 2019; Park, Cho, 2020)들 또한 즐거움이 커질수록 더 열심히 노력하고, 수업에 몰입하는 것으로 보고되었다. 체육수업에서 이러한 과정은 긍정적 수업 참여로 귀결될 것이다. 따라서 교사는 학습자들이 체육수업에 즐겁게 참여할 수 있는 환경을 제공함으로써 학습자들의 학습노력을 이끌어 낼 수 있겠지만 만약, 수업 내용이 흥미를 이끌어 내지 못하거나 또는 학습자 스스로 가치가 없다는 인식을 경험하게 하는 등의 내재적 동기가 제공되지 못한다면 학습자들은 수업에 형식적으로 참여하게 되고 이에 대한 빈도가 높아지면 학습에서의 무동기를 경험할 수도 있게 될 것이다.

사회적인지 이론(social cognitive theory; SCT, Bandura, 1997)은 기대 가치와 사회적 학습이론(Bandura, 1977; Rotter, 1960)에서 파생되었으며 개인, 환경 및 행동요인이 서로 상호작용하는 결정요인으로 작용한다. SCT에 포함된 주요 인지과정은 자기효능감, 결과 기대 가치, 목표설정 및 만족으로 이는 신체활동에 직접적인 영향을 미친다. 따라서 체육수업에 참여하는 학습자는 신체 활동에 대해 긍정적인 결과에 대한 기대치를 갖고 도전적인 목표를 선택하여 과제를 달성할 수 있는 능력이 있다고 믿는다면 아마도 그들은 최적의 동기를 갖게 될 것이다. 자기효능감(Bandura, 1997)은 특정 과제를 성공적으로 해결할 할 수 있다는 자신의 능력에 대한 믿음이나 기대감이다. 이에 Bandura(1997)는 행동에 참여할 충분한 동기가 주어지면 그 행동이 시작될 것인지, 얼마나 많이 그리고 오랫동안 노력할 것인지를 결정하는 것은 개인의 신념이라고 언급하였다.

Wolters & Rosenthal(2000)은 과제수행을 위한 학습자들의 노력은 믿음과 태도에서 유발되며, 개인의 능력이 선천적인 것과 상관없이 노력에 의해 개선될 수 있다고 판단할 때, 노력과 지속행동은 달라진다고 하였다. Gao & Harrison (2008)은 학습자들의 자기효능감은 내적동기(노력, 지속성)와 관계가 있음을 증명하였다. Boiche et al.(2008)에 의하면 자기효능은 높은 수준의 노력과 긍정적으로 관련이 있기 때문에 자신의 능력에 자신감을 보이는 학습자는 많은 노력과 높은 만족감(Jackson & Beauchamp, 2010)을 갖는다고 하였다. 스포츠 분야에서도 자기효능감과 관련된 연구는 수행되었는데 Hutchinson et al.(2008)은 자기효능감에 대한 믿음은 과제에 투여하는 노력을 포함한 바람직한 행동의 결과를 가져온다고 보고하였다. 결과적으로 체육수업에서 학습자들의 자기효능감에 대한 믿음은 고정적인 개인의 특성이 아닌 과제에 따라 다르게 나타날 수 있는 가변적 성향을 가지고 있기 때문에 수업시간에 학습하는 과제를 성공적으로 수행했을 경우 자기효능감은 높아지며, 높은 자기효능감은 학업노력을 비롯한 수업 몰입의 경험을 기대할 수 있다.

몰입의 경험은 일시적이고, 이런 특성으로 인해 복잡하고 측정하기가 어렵다. 더욱이 수업에서의 몰입 경험은 지금 활동에 전적으로 집중하고 그것을 수행하는 동안 즐거움을 경험하는 것으로(Chen, 2006; Csikszentmihalyi, 1990) 성취하고자 하는 학습결과를 위해 학습자가 투자하는 노력의 질로 정의된다(Coates, 2006). Mark(2000)는 몰입이 높은 학습자는 집중, 즐거움, 그리고 노력을 지속하는 경향을 보이기 때문에 능동적 학습에서 수업몰입을 핵심적 요소로 언급하였다. Lee(2011)의 연구에서 자기효능감은 수업몰입과 높은 상관관계가 있음을 제시하였다. Schilling(2009)은 수업시간에 능동적, 자기주도적 관여를 통해 지식을 습득하고, 능력을 숙달하기 위해 자발적 노력과 집중을 수업몰입으로 정의하면서 행동적, 감정적, 인지적 반응과 태도를 포함한 다차원적 개념으로 확장하였다. 행동적 몰입은 학습활동 참여, 과제 지속, 질문하기 등을 의미하고, 감정적 몰입은 수업에서의 소속감, 일체감, 학습가치의 내재, 그리고 학습자가 심리적으로 완전히 빠져든 몰입(flow)의 경험 상태를 의미하며, 아울러 인지적 몰입은 동기와 노력, 인지 및 조절전략을 사용하는 것과 도전적으로 요구된 것을 성취해내는 인지적 노력을 의미한다(Park, Oh, 2016, 재인용). 결과적으로 학습자들이 체육수업에 대해 즐거움을 느끼고 자기효능감이 높아 도전적인 과제를 선택해서 이를 성공적으로 수행하기 위해 노력을 기울이는 경우에는 내재적 동기 발생으로 인해 수업 몰입에 영향을 미칠 것으로 생각된다.

언급한 내용을 종합해 보면 그동안 다양한 영역에서 수업몰입에 대한 연구는 꾸준히 보고되어 왔다. 하지만 부모와 교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계에서 즐거움, 자기효능감, 그리고 학습노력의 매개효과를 확인하기 위해 진행된 연구는 상당히 미흡하다. 따라서 실제 학교 현장에서 적용된 선행연구 및 이론적 자료를 바탕으로 상정된 변인들에 대한 분석은 향후 체육수업에서 즐거움 및 자기효능감과 학습 노력의 감소를 막고, 나아가 학습자들의 인성 및 학교폭력에 대한 문제를 근본적으로 예방 및 근절하기 위한 교육자들의 노력을 이끌어 낼 수 있을 것이다.

이에 본 연구에서는 부모와 교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계를 분석하고, 아울러 부모와 교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계에서 즐거움, 자기효능감, 그리고 학습노력이 어떠한 매개효과가 있는지를 확인하고자 하였다.

연구의 목적을 규명하기 위해 이론적 근거와 실증적 자료를 바탕으로 다음과 같은 연구가설을 설정하였다<Fig. 1>. 첫째, 부모의 자율성지지는 즐거움과 자기효능감에 영향을 미칠 것이다. 둘째, 교사의 자율성지지는 즐거움과 자기효능감에 영향을 미칠 것이다. 셋째, 즐거움과 자기효능감은 학업노력에 영향을 미칠 것이다. 넷째, 학업노력은 수업몰입에 영향을 미칠 것이다. 다섯째, 부모의 자율성지지와 수업몰입의 관계에서 즐거움, 자기효능감 그리고 학업몰입은 매개효과가 있을 것이다. 마지막으로 교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계에서 즐거움, 자기효능감 그리고 학업몰입은 매개효과가 있을 것이다.

본 연구에서는 체육수업에 참여하는 남․여 중학생 323명을 연구대상자로 선정하였다. 구체적으로 남학생 149명(46.17%)과 여학생 174명(53.9%)이 본 연구에 참여하였다. 연구 참여자들의 학년은 1학년 120명(37.2%), 2학년 116명(35.9%), 3학년 87명(26.9%)으로 나타났다. 학생들이 지각하는 운동수준은 상 108명(33.4%), 중 166명(51.4%), 하 49명(15.2%)으로 조사되었고, 이들 중 174명(53.9%)이 체육수업에 대해 매우 만족하는 것으로 120명(37.2%)은 만족, 그리고 29명(9%)은 보통 수준으로 지각하고 있었다<Table 1>.

본 연구에서의 측정도구는 모두 Likert 5점 척도(매우 아니다= 1점, 매우 그렇다= 5점)로 구성하였고, 자기보고식으로 측정하였다. 아울러 Cronbach’s α를 통해 측정도구의 신뢰도를 확인하였다.

먼저 부모의 자율성지지는 척도는 Soenens, Vansteenkiste et al.(2007)이 개발하고 Lee(2013)가 타당화한 척도를 사용하였다. 원척도는 ‘독립성 증진(Promotion of Independence)’과 ‘의지기능증진(Promotion of Volitional Functioning)’의 2요인으로 구성되어 있으나 본 연에서는 자기결정성이론의 자율성 개념이 반영된 의지기능증진 요인을 활용하였다. 이 요인의 경우 자녀의 의견에 동조적이면서 통제 및 권위적 행동을 하지 않고, 자녀에게 선택의 기회를 제공하면서, 가치관이나 흥미를 탐색하는데 도움을 제공한다는 측면이 반영되어 있다는 점을 고려하였다. 본 연구에서의 신뢰도 계수는 .940으로 나타났다.

중학생들이 지각한 교사의 자율성지지는 자기결정성 이론에 근거하여 Cheon et al.(2017)이 개발하고, Lee, Cheon, Kim, Song(2017)이 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 4요인으로 구성되어 있으나 본 연구에서는 자기결정성이론에 근거하여 개발된 측정도구라는 점을 반영하여 교사의 자율성지지 요인을 활용하였다. 이 요인의 경우 교사가 자율성을 지지하는 방식의 소통을 학습자의 입장, 활동의 당위성 제시, 언어적 표현 활용, 스스로 학습 활동을 할 수 있는 시간제공, 자율성을 자아내고 길러내는 것으로 제시되어 있다는 점을 고려하였다. 교사의 자율성 지지는 6문항(체육선생님은 나의 의견이나 생각을 받아들이고 귀담아 들어준다)으로 구성되어 있으며, 본 연구에서의 신뢰계수는 .907로 나타났다.

즐거움과 자기효능감 척도는 Kim, Kim(2008)이 개발하고, Yu, Sohn(2013)이 활용한 척도를 사용하였다. 본연에서는 각각 4문항(좋아하는 교과목이 있어 학교생활이 재미있다, 학교에서 내게 주어진는 과제나 일을 정해진 시간에 잘 마치는 내가 만족스럽다)으로 구성하였다. 본 연구에서의 신뢰도 계수는 즐거움 .864, 자기효능감 .883으로 나타났다.

학업노력은 Shin, Jin(2013)이 활용한 문항을 사용하였다. 원척도는 학업 상황에서 사용한 것이므로 중학교 체육 선생님 그리고 스포츠 교육학 전공 교수와 논의를 거쳐 측정 문항을 체육수업 상황으로 수정해도 내용적으로 타당한지를 검토하였다. 예컨대, ‘나는 공부를 가능한 한 열심히 하려고 한다’.는 문항은 ‘나는 체육수업에서 운동을 가능한 한 열심히 하려고 한다’. 로 수정하였다. 본 연구서에서는 학업 노력 4문항을 활용하였고, 신뢰도 계수는 .895로 나타났다.

마지막으로 수업몰입은 He(2009)가 사용한 몰입 척도를 You(2011)이 타당화한 척도를 활용하였다. 원척도는 인지적 몰입 9문항, 감성적 몰입 5문항, 행동적 몰입 6문항으로 구성되었다. 원척도는 학업 상황에서 사용한 것이므로 중학교 체육선생님 그리고 스포츠 교육학 전공 교수와 논의를 거쳐 측정문항을 체육수업 상황으로 수정해도 내용적으로 타당한지를 검토하였다. 예컨대, 인지적 몰입 문항의 ‘정기적으로 공부를 한다’.는 문항은 ‘나는 정기적으로 운동을 한다’. 로 수정하였고, 또한 감성적 몰입 문항의 ‘배운 내용을 실제 생활에 적용해 본다’.는 문항은 ‘나는 체육 수업시간에 배운 내용을 실생활에 적용해 본다’ 그리고 행동적 몰입 문항의 ‘다른 동료학생들을 도와준다’.는 문항은 ‘나는 체육시간에 다른 친구들을 도와준다’. 로 수정하였다. 본 연구에서의 신뢰도 계수는 인지적 몰입 .846, 감성적 몰입 .893, 그리고 행동적 몰입 .871로 나타났다.

자료 수집은 2019년 10월부터 11월말까지 설문조사를 통해 이루어졌다. 설문조사를 위해 학교 현장에 직접 방문하여 참여자(학생)에게 자발적 참여의사를 묻는 동의서를 받았다. 이후 본 연구의 목적과 기대효과에 대한 내용을 충분히 설명하였고, 수집된 자료는 연구목적으로만 사용되며 참여자의 개인적 정보는 노출되지 않는다는 등의 내용을 언급하였다. 설문조사에는 연구자를 포함하여 보조원(석사) 2명이 함께 진행하였으며, 솔직한 응답을 당부하였다. 연구자는 참여들을 위해 소정의 기념품(학교로고 볼펜)을 제공하였다. 자료 검토 분석과정을 통해 최종 323부의 자료를 활용하였다.

본 연구에서는 SPSS 24.0 프로그램을 활용하여 빈도 분석, 신뢰도 분석, 기술통계 분석 및 상관 분석을 실시하였으며, Amos 22.0 프로그램을 활용하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis), 측정모형(measurement model)분석, 구조모형(structural model)분석 그리고 Bootstrap방법을 활용한 매개효과 검증을 실시하였다. 통계적 유의수준은 α=.05로 설정하였다.

SEM의 장점은 첫째, 측정변수(measured variable)를 이용해서 추출된 공통변량을 잠재변수(latent variable)로 사용하기 때문에 측정오차(measurement error)를 고려한다. 둘째, 매개변수(mediator variable)를 쉽게 다룰 있다는 점과 셋째, 측정과 이론구축을 동시에 할 수 있기 때문에 연구자가 관심을 갖고 있는 현상을 보다 정확하게 파악할 수 있다(Bae, 2017; Hong, 2000).

본 연구에서는 2단계분석(tow-step approach) 즉, 이론모형이 자료에 얼마나 잘 부합되는가를 평가하는 측정모형을 통해 가설을 검증하는 구조모형 분석을 실시하였다. 이에 부모의 자율성지지와 교사의 자율성지지를 독립변인으로 설정하고 즐거움, 자기효능감, 학습노력은 매개변인으로 그리고 종속변인으로 수업몰입을 설정하였다. 또한 학생들의 부모의 자율성지지, 교사의 자율성지지, 즐거움, 자기효능감, 학습노력, 그리고 수업몰입에 대한 집중타당도(convergent validity)를 검증하였다<Table 2>. 각 잠재변인의 개념신뢰도(construct reliability: CR)의 경우 .921-.846까지 나타나 기준치(≥.70)를 상회하였으며, AVE(평균분산추출; average variance extracted)는 .682-.593으로 기준치(≥.50)를 상회하는 것으로 나타나 집중타당도에 문제가 없는 것을 확인하였다(Fornell & Larcker, 1981).

측정모형 평가를 통해서 선정된 최종 자료에 대한 평균(M)과 표준편차(SD)의 기술통계분석을 실시하였다<Table 3>. 그 결과 즐거움(M=4.00), 자기효능감(M=3.97), 학습노력(M=3.95), 부모의 자율성지지(M=3.91), 교사의 자율성지지(M=3.84), 그리고 수업몰입(M=3.52) 순으로 평균점수가 높았으며, 각 요인 모두 왜도와 첨도가 기준치(왜도 ≥.20, 첨도≥.30)에서 문제가 확인되지 않아 데이터의 정규성가정이 충족되었다.

한편, 다중공선성(multicollinearity) 여부를 확인하기 위해 상관관계를 확인하였다<Table 3>. 추정결과, 부모의 자율성지지는 교사의 자율성지지(r=.450), 즐거움(r=.227), 자기효능감(r=.275), 학습노력(r=.159), 그리고 수업몰입(r=.367)에 정적인 상관을 나타냈으며, 교사의 자율성지지는 즐거움(r=.233), 자기효능감(r=.320), 학습노력(r=.296), 그리고 수업몰입(r=.503)에 정적인 상관을 나타나냈다. 한편, 즐거움은 자기효능감(r=.631), 학습노력(r=.558), 그리고 수업몰입(r=.377)에 정적인 상관을 나타나냈고, 자기효능감은 학습노력(r=.615), 그리고 수업몰입(r=.397)에 정적인 상관을 나타나냈다. 마지막으로 학습노력은 수업몰입(r=.647)에 정적인 상관을 나타나냈다. 본 연구에서는 변인 간의 상관이 .80보다 낮아 수용할 수 있는 수준으로 판단하였다(Kline, 2011).

대부분의 연구자들은 관측변수의 신뢰도는 구조모형과 측정모형이 상호작용이 되지 않는 2단계분석에서 정확히 추정된다고 보기 때문에 2단계접근법(two-step approach)이 선호된다.

측정모형을 설정함에 있어 부모의 자율성지지, 교사의 자율성지지, 즐거움, 자기효능감, 학습노력 변인은 해당 잠재변수가 측정모형을 설명하도록 설정하였다. 다만 수업몰입 변인의 경우 선행연구에서 제시한 하위요인(인지몰입, 감성몰입, 행동몰입)을 중심으로 항목묶음(item parceling)을 하였다(Kline, 2011). 측정모형의 검증결과 χ²=832.624, df=362, p<.000, TLI=.915, CFI=.924, RMSEA=.064, SRMR=.043으로 적합도 지수는 기준치를 충족할 수 있는 수준으로 나타났다. 관측변수 모두 표준요인부하량(standardized factor loading)은 .50이상으로 나타났다. 측정모형의 추정방법은 최대우도법(Maximum Likelihood)을 적용하였고, 지수의 적합기준은 Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham(2006)이 추천하고 있는 χ²(i.e. 표본수의 영향을 받을 수 있음), CFI, TLI, RMSEA와 SRMR지수 값을 동시에 적합기준으로 선정하였다. TLI(Tucker-Lewis index)와 CFI(comparative fit index)의 경우 .90 이상이면 좋은 적합도 지수로 받아들여지며, RMSEA와 SRMR의 경우에는 .08 이하일 때를 수용할 수 있는 수준으로 해석하였다(Bae, 2017).

한편, <Table 3>에 각 개념들 간의 상관계수 및 상관계수 제곱의 크기와 방향이 제시되어 있다. 또한 AVE값이 전체적으로 개념 간 상관계수 제곱값(ϕ²)보다 큰 것으로 확인되었다. 따라서 판별타당성 또한 문제가 없는 것(AVE > 상관계수 2)으로 나타나 전체적으로 본 연구에서 측정하고자 하는 연구모형에 대한 타당도는 확보되었으며, 전반적으로 측정모형이 우수(Anderson & Gerbing, 1988)하므로 구조모형 검증을 진행하였다.

구조모형의 총 효과 및 직접효과 그리고 직·간접효과를 분석한 결과는 <Table 4, 5>와 같다. 설정된 가설을 통계적으로 수용할 것인지, 기각할 것인지를 판단하기 위해 구조 모형 검증을 실시하였다. 모형의 적합성을 판단한 결과, χ² =841.512, 자유도(df)=366, TLI=.915, CFI=.951, RMSEA=.064, SRMR=.045값으로 나타났다. 적합지수는 Hair et al.(2006)이 추천하는 기준을 충족하고 있으므로 설정된 모형을 적합하다고 판단하였다.

상정된 각 변인 간 경로의 관계를 살펴본 결과는 <Table 4>와 같다. 첫째, 부모의 자율성지지는 즐거움에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.145, p<.05). 둘째, 교사의 자율성지지는 즐거움에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.193, p<.01). 셋째, 부모의 자율성지지는 자기효능감에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.162, p<.05). 넷째, 교사의 자율성지지는 자기효능감에정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.273, p<.001). 다섯째, 즐거움은 학업노력에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.291, p<.001).

여섯째, 자기효능감은 학업노력에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.482, p<.001). 일곱째, 학업노력은 수업몰입에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.482, p<.001). 다음으로 부모의 자율성지지는 수업몰입에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.166, p<.01). 마지막으로 교사의 자율성지지는 수업몰입에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.349, p<.001).

분석된 결과를 종합적으로 살펴보면, 부모의 자율성지지는 즐거움과 자기효능감에 정적인 직접효과를 미치고 즐거움과 자기효능감은 학업노력에 그리고 학업노력은 수업몰입에 정적인 직접효과가 나타났다. 또한 교사의 자율성지지는 즐거움과 자기효능감에 정적인 직접효과를 미치고 즐거움과 자기효능감은 학업노력에 그리고 학업노력은 수업몰입에 정적인 직접효과가 나타났다. 이상과 같이 각 경로의 통계적 유의성을 검증한 결과를 통해, 부모의 자율성지지 및 교사의 자율성지지는 즐거움, 자기효능감, 학업노력의 효과를 거쳐 수업몰입을 설명하는 간접효과가 존재함을 확인할 수 있었다. 이를 통해 부모의 자율성지지 및 교사의 자율성지지와 즐거움, 자기효능감, 학업노력의 관계에서 수업몰입의 매개효과를 통계적으로 검증할 필요가 있음이 확인되었다(Kline, 2011). 따라서 수업몰입의 간접효과(매개효과)가 통계적으로 유의한가를 검증하기 위하여 Bootstrap 방법을 활용하였고(Shrout & Bolger, 2002), 이때 반복수행은 2,000번, 통계적 유의성은 Bias-corrected confidence intervals의 95% 신뢰구간에서 확인하였다<Table 5>.

부트스트래핑을 통해 부모의 자율성지지와 수업몰입 그리고 교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계에서 간접효과(즐거움, 자기효능감, 학업노력)의 유의성을 검증한 결과는 <Table 5>와 같다. 분석결과 부트스트래핑을 통해 추정된 매개효과 계수의 하한한계(lower bounds)는 각각 .010(부모의 자율성지지와 수업몰입의 관계)과 .027(교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계), 상한한계(upper bounds)는 각각 .110(부모의 자율성지지와 수업몰입의 관계)과 .129 (교사의 자율성지지와 수업몰입의 관계)로, 0을 포함하지 않았다. 따라서 부모의 자율성지지 → 즐거움, 자기효능감, 학업노력 → 수업몰입의 간접효과(β=.058, p<.05)와 교사의 자율성지지 → 즐거움, 자기효능감, 학업노력 → 수업몰입의 간접효과(β=.091, p<.01)가 통계적으로 유의한 것으로 나타나 부분매개효과가 있는 것으로 확인되었다.