데 이는 다른 인지능력 검사도구의 평균 소요시간에 비해 더욱 긴 편에 해당한다(Arthur & Day, 1994). 본 연구의 과제 수행단계에서는 한 회기 에 6문항씩 제시하였으며, 3분의 시간제한을 두었다. 이는 선행연구에서 보고된 피험자들의 평균 문제풀이 시간보다 짧은 것으로 학습자들의 긴 장을 증가시키고 문제에 대해 숙고할 시간을 제한하여 과제 상황에서의 실수를 유도하기 위한 것이었다.
나. 측정도구
1) 과제흥미
사전에 집단 간 동질성을 확보하기 위해 사전 과제흥미를 측정하고, 이후 처치의 효과를 확인하기 위해 사후 과제흥미를 측정하였다. 사전 과제흥미는 실제 과제 상황에 참여하기 전에 Raven APM에 대해 얼마 나 흥미를 느끼는지를 측정한 것이며, 사후 과제흥미는 실제 실수가 유 발되는 과제 상황에 참여한 이후에 참여자가 보고한 Raven APM에 대 한 흥미 수준을 의미한다.
과제 흥미는 소연희와 김성일(2005)의 연구에서 사용된 척도를 재구성 한 조명화(2009)의 문항을 본 연구에 맞게 번안하여 사용하였다. 5점 척 도 6문항으로 구성되어 있으며 문항 신뢰도(Cronbach's α)는 사전검사에 서 α=.93 사후검사에서 α= .92로 나타났다.
2) 과제효능감
사전에 집단 간 동질성을 확보하기 위해 과제효능감을 측정하였다. 효 능감은 개인이 사건에 영향을 미칠 수 있다는 신념을 의미하는 것으로, 선행연구에서는 효능감이 흥미와 정적 상관이 있을 뿐 아니라 상호 영향 을 미치는 변인이라고 보고하고 있다(Bandura, 2006; Renninger, Bachrach & Posey, 2008; Zimmerman & Kitsantas, 1997).
선행 연구 결과에 따라 개인의 과제효능감 수준이 종속변인인 흥미에 영향을 미칠 수 있을 것으로 예상하였다. 본 연구의 경우 처치가 종속변 인에 미치는 효과를 검증하는 것이 목적이기 때문에 종속변인에 영향을 미치는 개인 내적 변인의 수준을 통제할 필요가 있었다. 이에 사전에 참 여자의 과제효능감을 측정하고 측정 결과가 집단 간에 차이가 있는지를 확인하였다.
과제효능감 측정을 위하여 Pintrich & De Groot(1990)의 척도를 번안 한 연은모(2014)의 과제효능감 문항을 본 연구에 적합하게 번안하여 사 용하였다. 5점 척도 4문항으로 이루어져 있으며 문항신뢰도는 α=.92로 나타났다.
3) 인지적 재해석
인지적 재해석은 본 연구에서 매개변인으로 상정한 변인으로 사전에 1 회, 사후에 2회 측정하였다. 집단 간 사전 동질성 검증을 위해 사전 인지 적 재해석의 사용 수준을 측정하였으며, 과제 중 사용한 인지적 재해석 의 정도를 확인하기 위해 과제수행 1회기 이후와 2회기 이후에 총 2회에 걸쳐 사후 인지적 재해석을 측정하였다.
인지적 재해석을 측정하기 위하여 Garnefski와 동료들(2001)이 개발하 고 김소희(2004)가 번안, 안현의와 동료들(2013)이 타당화한 K-CERQ (Korean Cognitive Emotion Regulation Questionnaire)를 사용하였다. 인 지적 정서조절 전략 척도는 정서조절 전략의 사용을 측정하는 척도로서 하위요인 9가지(자기비난, 타인비난, 수용, 계획 다시 생각하기, 긍정적 초점변경, 반추, 긍정적 재해석, 조망 확대, 파국화)를 측정하는 문항들로 구성되어 있다. 본 연구에서는 해당 척도 중 긍정적 재해석을 측정하는 문항 4가지를 사용하였다. 문항은 5점 척도로 구성되어 있다. 측정 시기 별 문항 신뢰도는 <표 5>와 같다.
사전에 측정한 인지적 재해석은 평소에 부적 정서를 유발하는 사건을 경험하는 경우 인지적 재해석을 사용하여 정서를 조절하는 정도를 의미 하는 것으로, 인지적 재해석 사용의 기저수준에 해당하며 이는 추후에 집단 동질성 검증을 위해 사용하였다. 반면 사후에 측정한 인지적 재해 석은 참여자가 실제 Raven-APM에 참여하는 동안 사용한 인지적 재해 석 수준으로, 실수 상황에서 참여자가 과제 상황을 긍정적으로 해석한 정도를 의미한다.
사전 인지적 재해석과 사후 인지적 재해석이 의미하는 바가 동일하지 않으므로 두 변인을 구분하여 측정하기 위하여 사전 측정 문항과 사후 측정 문항에 차이를 두었다. K-CERQ의 경우 개인이 부정적 사건에 직 면했을 때 인지적 재해석을 사용하여 해당 사건을 극복하는 정도에 대해 보고하는 문항들로 구성되어있다. 따라서 사전 측정문항의 경우 기존 K-CERQ의 인지적 재해석 문항(10, 16, 23, 28번 문항)을 사용하여 참여 자들이 일반적으로 부정적 사건에 대해 해당 전략을 사용하는 정도를 측 정하고 이를 정서 조절의 기저선으로 간주하였다([부록 1]참조). 사후 측 정문항의 경우 일반적인 부정적 사건이 아니라, 본 실험에 참여하여
Raven APM을 푸는 과정에서 스스로가 유발한 실수상황에 대해 긍정적 으로 해석한 정도를 측정하기 위하여 문항을 번안하였다. 구체적으로 측 정 문항에 ‘실수’와 ‘실수 상황’을 포함하여 실험에 참여하는 동안 스스로 의 실수 및 실수 상황에 대해 얼마나 긍정적으로 해석하였는지를 보고하 도록 하였다(<표 5>참조).
전혀
아니다 아니다 보통
이다 그렇다 매우 그렇다
나는 내 실수의 긍정적인 측면을 찾아보았다 1 2 3 4 5 나는 문제를 못 풀고 실수하는 상황에 긍정적
인 측면도 있다고 생각했다 1 2 3 4 5
나는 실수가 계속되는 상황으로부터 배울 게
있을 것이라고 생각했다 1 2 3 4 5
나는 실수와 시행착오로 인해 내가 더 똑똑한
사람이 될 수 있을 것이라고 생각했다 1 2 3 4 5
<표 5> 사후 인지적 재해석 척도
하위요인 문항 수 문항 구성
신뢰도(Cronbach's α)
사전 1회기 2회기
긍정적 재해석 4 10, 16, 23, 28 .80 .93 .95
<표 6> 인지적 재해석 척도의 문항 구성 및 신뢰도
4) 실수경향성
실수경향성이란 개인의 실수에 대한 태도 및 실수에 대처 하는 정도를 의 미한다(Rybowiak, Garst, Frese & Batinic, 1999). 개인의 실수경향성은 실수 인식 처치의 효과를 조절할 수 있으며, 개인이 실수상황에서 사용하는 인지 적 재해석의 수준과도 상관이 있을 것으로 예상할 수 있다. 본 연구는 실수 인식 처치가 동기에 미치는 영향 및 그 기제를 살펴보는 것이 목적이기 때문 에, 개인 내적 변인인 실수경향성을 통제할 필요가 있었다. 따라서 본 연구에 서는 참여자의 실수경향성을 측정하여 해당 변인의 수준이 처치 집단 간에 차이가 있는지를 확인하고 사전 집단동질성을 확보하고자 하였다.
실수경향성은 신종호, 최효식, 연은모(2014)가 번안한 실수경향성 척도 (Rybowiak et al., 1999)를 사용하여 측정하였다([부록 3] 참조). 해당 척도는 실수로부터 학습할 수 있다는 생각, 실수에 대한 도전적인 태도, 실수에 대한 부담, 실수에 대한 고찰의 4개의 하위 요인을 측정하는 18개 문항으로 구성 되어 있으며 5점 척도로 구성되어 있다. 본 연구에서 하위 요인별 문항 신뢰 도는 <표 7>과 같다.
하위요인 문항 수 문항 구성 신뢰도
Cronbach's α
실수로부터의 학습 4 1, 2, 3, 4 .93
실수에 대한 도전적 태도 4 5, 6, 7, 8 .73 실수에 대한 부담 5 9, 10, 11, 12, 13 .82 실수에 대한 고찰 5 14, 15, 16, 17, 18 .87
<표 7> 실수경향성 척도의 문항 구성 및 신뢰도
5) 과제지속
과제 지속은 학습자가 총 5회로 제시되는 과제 중 학습자가 몇 번째 회기 까지 참여하였는지를 통해 측정하고자 한다. 다음 회기 과제에의 참여 여부 가 자유 선택으로 주어졌을 때([그림 4]참조), 스스로 과제를 선택하여 문제 풀이에 참여한 정도가 높을수록, 즉 참여한 회기 수가 많을수록 과제 지속이 높은 것으로 보았다.
[그림 4] 과제지속 선택화면