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본 연구에서는 교육대학교 3학년에 재학 중인 예비교사 212명을 대상으로 환경의 정의적 특성에 대한 검사를 실시한 후 불성실하게 작성된 10부를 제외하고 총 202명의 검사 결과를 분석 자료로 사용하였다. Bearden et al.(1982)는 구조방정식 모형에서는 모형의 적절성 판정을 위하여 표본의 크기가 200명 이상 되어야 한다고 보았다. 본 연구의 대상인 초등 예비교사들은 과학교재연구및지도법과 과학교육론 시간에 시민교육 차원으로 생태 보호 교육과 관련하여 환경 관련 교육을 강의마다 2주씩 받게 된다. 이와 관련하여 환경의식과 환경교수불안, 환경교수효능감에 대한 검사를 1주 강의시간에 50분 동안 실시하였다. 교육대학원의 특성상 성차를 고려한 수업은 어려움이 있으며, 연구 대상의 성별 비율도 차이가 크게 나므로 본 연구에서는 성별에 따른 구조방정식 모형의 가설은 설정하지 않았다.

환경의식은 환경문제를 깊이 인식하고 지식을 갖추며, 일상생활에서 환경에 대한 감수성과 환경문제를 해결하려는 태도와 함께 이를 행동으로 옮기려는 의지로 정의할 수 있다.

환경인식 검사도구는 환경교육목표를 근거로 환경인식, 환경태도, 환경행도의 세 가지 변수으로 설정한 Lee(2008)의 검사 도구를 활용하였다. 환경인식은 환경지식과 조작적 이해의 하위 주제를 포함하며, 환경태도의 하위 주제로는 환경가치 및 신념과 환경감수성이 포함되며, 환경행동의 하위 주제로는 환경자극경험과 신체적행동의 내용이 포함된다. 채점 결과 점수가 높을수록 환경인식이 높다고 해석할 수 있다.

환경교수불안 검사 도구는 Spielberger et al.(1970)이 제작한 STAI(State Trate Anxiety Inventory)를 연구자가 환경적 상황에 맞게 수정하여 사용하였다. 환경교수불안검사도구는 환경교수를 실시하는 동안 느끼는 불안정도인 상태불안 20문항과 환경을 가르치기 전에 느끼는 불안 정도인 특성불안 20문항으로 총 40문항으로 구성되었다. 부정적 문항은 역으로 채점하였으며 점수가 높을수록 교수불안이 낮다고 해석할 수 있다.

환경교수효능감 검사 도구는 Riggs and Enochs(1990)에 의해 개발된 과학교수효능감 검사도구 STEBI(Science Teaching Efficacy Belief Instrument)를 연구자가 환경교수 내용에 맞게 수정하여 사용하였다. 환경과 과학은 예비교사로서 가르쳐야할 교과적 측면에서 동일한 관점으로 보았으며 둘 관계가 교차점이 있다고 판단하였다. 또한 선행연구에서도 과학교수효능감 검사도 구를 환경교수효능감으로 수정하여 활용한 사례들을 찾을 수 있었다(Park and Lee, 2008). 검사 도구는 환경 교수 능력과 자신감에 관한 환경교수개인효능감 변수와 교사가 학생들의 학습에 영향을 미칠 수 있다고 믿는 환경교수결과기대감 변수로 구성되어 있다. 총 25문항으로 환경교수 개인효능감 13문항, 환경교수 결과 기대감 12문항으로 구성되어 있다. 부정적인 문항은 역 채점하여 점수가 높을수록 환경교수효능감이 높다고 해석할 수 있다.

각 검사 도구는 5간 리커트 척도(1점: 전혀 그렇지 않다, 5점: 매우 그렇다)로 되어 있으며 검사 도구별 변수와 문항 수, 신뢰도는 <Table 1>과 같다. 본 연구에서는 이러한 검사 도구의 신뢰도를 바탕으로 환경인식, 환경교수불안, 환경교수효능감을 잠재변수로 설정하였고 각 하위 변수를 측정변수로 구성하였다.

구조방정식 모형은 크게 측정모형과 구조모형으로 구성된다. 측정모형은 잠재변수가 측정변수에 어떻게 연결되어 있는가를 확인하는 것으로 확인적 요인분석에 의해 이루어진다. 구조모형은 잠재변수 간의 관계를 나타내는 것으로 경로분석을 통해 변수 간에 관계를 설명한다. 수집된 자료는 SPSS25와 AMOS25를 이용하여 [Fig. 1]과 같이 분석하였다.

[Fig. 1] 
Analysis Process through Structural Equation Modeling

첫째, 주요 변수들의 기술적인 경향을 알아보고자 각 측정변수별로 평균과 표준편차 및 상관관계를 산출하였다. 기술통계치를 통하여 평균과 표준편차를 알기 위한 목적도 있으나 연구 모형에 포함될 변수의 이상치, 결측치, 그리고 첨도와 왜도를 통하여 자료의 정규성 검토를 하기 위해서이다. 상관관계 분석을 하는 이유는 측정변수 간에 상관계수가 너무 높아서 다중공선성에 문제가 있는지 검증해보기 위해서이다.

둘째, 연구 가설의 검증을 위해 구조방정식 모형을 구성함에 있어, 모든 변수들은 해당 척도의 하위 변수를 측정변수으로 설정하여 잠정적 모형과 경쟁적 모형으로 설정하였다.

셋째, 두 모형을 검증하기 위하여 구조모형의 적합도를 분석하였다. 연구자가 설계한 연구모형이 실제 데이터와 얼마나 간극이 있는지 파악하는 지표인 증분적합 지수인 TLI(Turker-Lewis Index)와 CFI(Comparative Fit Index)는 0부터 1의 연속체에 따라 다르게 나타나고 그 값이 .90 이상이면 적합도가 좋다고 말할 수 있으며(Bentler, 1990; Tucker and Lewis, 1973), 모형의 전반적인 적합도를 평가하는 지수인 절대 적합지수인 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)는 .05이하이면 좋은 적합도, .05~.08사이이면 적당한 적합도, .10이상이면 나쁜 적합도이다(Browne and Cudeck, 1993). 연구 모형의 모형적합도를 확인하기 위해 χ2 검증을 하기도 하나 χ2 검증은 표본의 크기에 매우 민감하여 n>200일 경우 연구 모형이 기각되기 쉬우므로 본 연구에서는 χ2 검증에서 표본 크기에 의한 영향을 최소화하기 위하여 TLI, CFI, RMSEA 모형적합도 지수를 사용하였다. 모형적합도는 본 연구의 모형이 얼마나 현실을 반영한 것인지를 판단하는 요소이므로 구조방정식 모형에서 반드시 확인해야 할 부분이다. 즉, 현실과 연구 모형 간극을 확인하는 것이 모형적합도이므로, 본 연구의 잠재변수인 환경의식, 환경교수불안, 환경교수효능감간의 관계성을 확인하는 것도 중요하지만 모형적합도도 확인해야 한다.

넷째, 확인적 요인분석을 통하여 이론적 근거를 바탕으로 검증된 척도인 잠재변수들의 척도를 본 연구에 사용할 때 문제가 없는지를 확인하였다. 적합도 지수와 경로계수 등을 파악하여 잠정적 구조방정식 모형의 유의성을 확인하였다.

다섯째, 매개효과 분석은 독립변수과 종속변수 사시에 교량 역할을 하는 매개 변수가 있는지 알아보는 것으로, 독립변수에서 종속변수으로 가는 직접적인 경로뿐만 아니라 매개변수를 거쳐 가는 간접적인 경로가 유의한지 알아보고자 하였다. 본 연구에서는 경로분석에서 부트스래핑(Bootstrapping)을 추가하여 매개효과가 유의한지 확인하였다. 부트스트래핑의 경우 측정변수에 결측치가 하나라도 있으면 분석이 진행이 안되며 테이터에서 케이스를 몇 개 뽑아내어 모수를 추정하는 방식이다(Kim et al., 2018a). 본 연구에서는 Perform bootstrap을 500으로 설정하고 Bias-corrected confidence intervals를 95로 설정하여 95% 신뢰구간에서 매개효과를 검증하고자 하였다.

잠재변수들의 측정변수 간에 상관관계와 기술통계 값 분석 결과는 <Table 2>와 같다.

각 측정변수 간의 상관관계를 분석한 결과 모든 측정변수 간에 p<.001로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 이는 초등 예비교사들의 환경인식과 환경교수불안, 환경교수효능감은 서로 밀접한 관계를 보이는 정의적 요소들로 짐작할 수 있었다. 일반적으로 변수 간의 상관계수 r값의 대다수가 .8이상이면 다중공선성(multicollinearity)의 위험이 있으나(Kim et al., 2018a), 본 연구에서는 <Table 2>에서 보는 바와 같이 대다수의 상관계수 r값이 .80이하이므로 의심되는 변수는 없는 것으로 나타났다. 다중공선성은 변수 간에 강한 상관을 보여 회귀분석의 전제조건인 독립변수 간의 상관 값이 높으면 안 된다는 것에 어긋나는 경우를 말한다.

환경인식 잠재변수에 따른 측정변수의 평균값은 각각 3.07, 3.14, 2.90으로 나타났고, 환경교수불안 잠재변수에 따른 측정변수의 평균값은 각각 3.01, 2.80으로 나타났다. 또한, 환경교수효능감의 측정변수의 평균값은 각각 2.78, 3.01로 나타났다.

정규분포 충족성을 알아보기 위하여 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 확인하였다. 왜도는 좌우대칭을 벗어난 정도를 의미하는 것이며, 첨도는 분포의 뾰족한 정도를 의미하는 것이다. West et al.(1995)은 정규분포 기준은 왜도<3, 첨도<8이고 Hong et al.(2003)은 왜도<2, 첨도<4로 보았다. 본 연구에서의 각 측정변수의 왜도가 모두 2보다 작고 첨도가 모두 4보다 작은 값을 보였으므로 정규분포의 가정을 충족시킨 것으로 분석되었다.

본 연구의 기본 가설은 환경인식은 환경교수불안에 영향을 주며 환경교수불안은 환경교수효능감에 영향을 주는 것으로 설정하였다(<Table 3>).

Model	Characteristic	TL1	CFI	RMSEA
Tentative Model		.979	.988	.079
Competing Model		.979	.989	.077

즉, 환경교수효능감을 최종 변수로 설정하고 환경교수불안을 매개변수로 설정하였다. 이러한 잠정적 모형의 적합성 검증을 위하여 경쟁모형을 설정하였다. 구조방정식 모형은 확인적 접근방식의 성격이 강하므로 이론적 근거를 바탕으로 변수들을 끼워 맞추기보다는 경쟁모형을 선정하여 최종 모형을 적합성을 평가하는 과정이 필요하다. 경쟁모형은 환경의식도 환경교수효능감에 직접 영향을 미치는 형태로 구성하였다.

잠정적 모형의 적합도 지수로서, x² χ=27.098(p<.0.1), TLI=.979, CFI=.988, RMSEA=.079으로 나타나 만족할 만한 수준인 것으로 나타났다. 한편, 확인적 요인 분석 결과(<Table 4>), 환경의식, 환경교수불안, 환경교수효능감 잠재변수에서 측정변수에 이르는 경로는 유의수준 .001에서 모두 유의한 것으로 나타났다. Regression Weights의 p값이 없는 경로는 표준화 계수를 1로 고정한 것이므로, 즉 기준이 되는 경로이기 때문에 p값이 제시되지 않는다(Kim et al., 2018a). 또한 Variances(측정오차의 분산)을 확인해본 결과, d1=.008, d2=.051, e1=.019, e2=.384, e3=.371, e4=.191, e5=.535, e6=.589, e7=.291로 모두 양수인 것으로 나타났다. 측정오차의 분산이 음수가 디는 경우는 헤이우드 케이스(Heywood Case) 혹은 음오차분산이라고 하며 측정변수를 제거해야 하는 과정이 필요로 한다. 따라서 본 연구의 가설로 설정한 잠정적 모형([Fig. 2])은 적합한 모형으로 판단할 수 있었다.

[Fig. 2] 
The Final Model

그러나 경쟁적 모형은 d1 -.022 값을 보였으며 측정오차는 잠재변수가 측정변수를 설명하지 못하는 정도를 의미하므로 측정오차의 분산값이 음수가 나오는 것은 잠재변수가 측정변수를 100%이상 설명한다는 것을 의미하므로 측정변수를 삭제해야 한다는 결과를 의미한다. 따라 경쟁적 모형의 적합도는 적절하지 않다고 평가할 수 있다(Kim et al., 2018a). 경쟁모형의 경로분석에서도 환경의식이 환경교수효능감에 영향을 미치지 않은 것으로 분석되었다(β=1.885, p=.195).

변수 간의 인과관계를 살펴보는 경로분석 결과(<Table 5>), 환경인식이 환경교수불안에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.988, p<.001).

즉, 검사 도구의 문항들에서 부정적인 문항은 역 코딩하여 채점하였으므로 환경인식이 높을수록 환경교수불안이 낮은 것으로 볼 수 있다. 또한, 환경교수불안은 환경교수효능감에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=. 805, p<.001). 환경교수불안이 낮을수록 환경교수효능감이 높다고 볼 수 있다.

Bandura(1997)는 자기 효능에 대한 인식은 4가지 요인의 상호작용에서 비롯된다고 보았다. 첫째, 개인에게 자신이 얼마나 유능한지를 나타내는 숙달 경험(교수불안 관련), 둘째, 개인이 배우거나 사회적 비교를 통해 자신의 능력에 관한 결론을 도출할 수 있는 다양한 경험(환경의식 관련), 셋째, 능력에 관해 개인에게 영향을 미치는 언어적 설득 및 자신감(교수불안 관련), 넷째, 능력의 적응력으로 간주하는 생리학적 및 정서적 상태이다(환경의식 관련). 따라서 초등 예비교사들의 환경교수효능감을 높이기 위해서는 환경의식과 환경교수불안의 상호작용이 중요한 영향을 준다고 볼 수 있다. 환경교육의 핵심은 환경의식 관점의 맥락과 일치하는 것으로서 환경에 대한 바른 인식을 가지고 환경에 대한 긍정적 태도와 이를 실천적 행동으로 옮기는 것에 있다(Michail et al., 2007). 따라서 이러한 목표를 달성하기 위해서는 교사의 환경의식인 환경에 대한 적극적인 신념과 태도가 중요한 선행요건으로서 갖추어지는 것이 중요하다.

환경의식과 환경교수효능감 간의 관계에서 환경교수불안의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 .867~1.076의 상한값과 하한 값을 보이고 있어 0을 포함하지 않은 것으로 나타났다(<Table 6>). 즉 환경교수불안 매개효과는 p<.001 수준에서 통계적으로 유의한 것으로 검증되었다. 매개변수는 종속변수와 독립변수 간의 관계를 직접적으로 설명하기보다는 새로운 변수로서 개입하여 설명하는 것이 종속변수와 독립변수 간의 관계를 더 잘 설명할 수 있는 것에 해당된다. 따라서 환경교수불안은 초등 예비교사들의 환경의식과 환경교수불안 사이의 매개 역할을 하면서 환경교수효능감을 높일 수 있는 변수임을 알 수 있었다. 이는 Wuellner et al.(2017)는 환경교사가 수업에 대한 자신감이 없으면 환경에 대한 전체적인 불안감 요소로 작용한다는 연구 결과와 일치한다.

Gardner(2009)는 환경교육에 대한 높은 자신감을 가진 초등 예비교사들이 환경 관련 활동에 긍정적인 경험을 가지고 있다고 지적했다. 또한, Hoy and Woolfolk(1993)는 교사의 높은 수준의 환경 교수에 대한 태도는 올바른 교수법과 학습기법을 채택하는데 더 열정적이며 성공적이라고 보고하였다.

Kim(2019)은 초등 예비교사를 대상으로 환경교수효능감과 환경 정신모델을 분석한 결과 환경교수효능감이 높을수록 환경에 대한 긍정적인 정신 모델을 구축하는 것으로 보고하였다. 따라서 본 연구의 결과와 선행연구의 결과를 볼 때 환경을 가르치는 교사로서 환경교육에 대한 자신감을 갖는 것이 교사로서의 환경에 대한 개인적 인식뿐만 아니라 높은 수준의 교수효능감을 통해 학생들의 환경학습에도 긍정적인 영향을 미칠 것으로 기대된다.