학교 효과성, 학교장 리더십, 학교풍토, 교사전문성, 교사수업협력 및 교사성취기대 에 대한 기술적 통계량은 학교 수준에서 학교 효과성은 교육과정 성취 3.367, 졸업 후 진로 성취 3.300으로 대체로 보통보다 높은 수준이었다. 학교장 리더십은 인간존 중 3.431, 솔선수범 2.900, 변화선도 3.253으로 인간존중이 다른 요인에 비해 상대 적으로 높은 것으로 나타났다. 학교풍토는 친교적 3.184, 헌신적 3.229, 비방관적 2.862로 나타나 헌신적 특성이 높은 것으로 나타났다. 교사전문성은 전문지식 3.383, 수행능력 3.544, 교직사명감 및 태도 3.429로 수행능력이 다른 관찰변인들 에 비해 높은 수준으로 나타났다. 교사수업협력은 수업정보 공유활동 3.345, 팀 학습 활동 3.342, 수업 관련 협력의 긍정적 변화 3.182, 수업 참여․관찰 활동 3.421로 모 든 요인이 보통보다 대체로 높은 수준이었으며, 교사성취기대는 학업성취 기대가 3.542, 긍정적 인식이 3.376으로 나타났다. 한편, 교사 수준 결과값은 학교 수준에 비해 전반적으로 높은 것으로 나타났다. 학교 효과성은 교육과정 성취 3.542, 졸업 후 진로 성취 3.449이었다. 교사전문성은 전문지식 3.829, 수행능력 3.867, 교직사 명감 및 태도 3.667이며, 교사수업협력은 수업정보 공유활동 3.517, 팀 학습 활동 3.451, 수업 관련 협력의 긍정적 변화 3.319, 수업 참여․관찰 활동 3.614로 나타났 다. 교사성취기대는 학업성취 기대가 3.853, 긍정적 인식이 4.035로 나타났다.
관찰변인의 일변량 정규성은 왜도 절대값이 0.200~0.846, 첨도 절대값이 .059~.676으로 나타나 극단적인 값은 없는 것으로 판단되었지만, 잠재변인들의 Mardia 다변량 첨도지수는 216.786(p＜.000)으로 p가 0.5보다 작게 나타나 정규성 분포 가정을 가정하지 못하는 것으로 나타났다. 이에 따라 비정규성 자료에 대해서 부트스트레핑에 의해 데이터를 처리하여 분석하였다. 다중공선성 확인 결과 관찰변인 간의 공차는 .271~.553으로 나타났고, 분산팽창지수는 1.808~3.696으로 나타나 공 차(>.10)와 분산팽창지수(VIF<10)기준을 만족하기에 독립변인간의 다중공선성이 없 음이 확인되었다. 관찰변인들의 집단내 상관계수(intraclass correlation)는 학교 효
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-과성의 2개 요인인 교육과정 성취의 학교수준 분산은 27.5%, 졸업후 진로성취의 학 교수준 분산 비율은 42.3%였다.
측정모형의 검증은 측정모형 관찰변인의 표준화계수가 .522~.892로 각 관찰변인 의 요인적재량이 통계적으로 양호한 것으로 확인되었고, 기각률은 4.469~22.987로 나타나 통계적으로 유의한 것으로 도출되었으며, 비표준화계수는 유의수준 .001, .01, .05에서 유의미한 것으로 나타나 관찰변인을 추가 또는 삭제하지 않았다. 측정 모형의 적합도는 χ2=3888.454(p=.000), CFI는 .968, TLI는 .950, RMSEA는 .058로 χ2를 제외한 전반적으로 연구모형의 적합도가 양호한 수준(reasonable fit) 이었다.
한편, 구조모형의 적합도 지수 확인 결과 CFI는 .970, TLI는 .953, RMSEA는 .067 SRMR은 교사수준에서 .054, 학교수준에서는 .049로 전반적으로 연구모형의 적합도가 양호한 수준이었으나, 학교풍토→교사성취기대, 학교풍토→교사전문성, 학교 장 리더십→교사성취기대, 학교장 리더십→교사전문성의 경로가 유의하지 않은 것으 로 나타나 해당 경로를 삭제하는 모형다듬기를 실시하였다, 그러나 수정모형의 적합 도는 가설적 모형에 비해 크게 개선되지 않았으며, 더 많은 경로를 삭제할수록 다소 적합도 지수가 낮아지는 것으로 나타났으나 적합도 판단기준과 비교하였을 때, 적합 한 것으로 판단되어 가설적 모형을 최종 모형으로 채택하였다.
학교 효과성과 관련 변인의 영향관계 분석 결과, 교사 수준 모형에서 교사수업협력 (β=.534), 교사성취기대(β=.344), 교사전문성(β=.295)은 학교 효과성에 정적인 직접효과가 있었다. 학교 수준 모형에서 학교장 리더십(β=.442), 교사수업협력(β
=.687)은 학교 효과성에 정적인 직접효과가 있었으며, 학교풍토, 교사성취기대, 교사 전문성은 직접효과가 없었다.
한편, 교사 수준 모형에서 교사성취기대의 교사수업협력과 학교 효과성의 관계에서 .260의 매개효과가 있었다. 즉 교사수업협력은 교사성취기대에 정적인 영향(β
=.756, p<.001)을 미치며, 교사성취기대는 학교 효과성에 정적인 영향을 미친다(β
=.344, p<.01). 따라서 교사수업협력은 학교 효과성에 직접적으로 정적인 영향(β
=.534, p<.001)을 미치며, 간접적으로도 정적인 영향(β=.260, p<.05)을 미친다.
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-또한 교사전문성의 교사수업협력과 학교 효과성의 관계에서 .111의 매개효과가 있었 다. 수업협력활동은 교사전문성에 정적인 영향(β=.378, p<.001)을 미치며, 교사전 문성은 학교 효과성에 정적인 영향을 미친다(β=.295, p<.01). 한편, 교사수업협력 은 학교 효과성에 직접적으로 정적인 영향(β=.534, p<.001)을 미치며, 간접적으로 도 정적인 영향(β=.111, p<.05)을 미친다. 교사수업협력이 교사성취기대와 교사전 문성을 거쳐 학교 효과성에 이르는 유의미한 경로는 나타나지 않았다.
학교 수준 모형에서 학교장 리더십과 학교 효과성의 관계에서 학교풍토(3-6), 교 사성취기대(3-8)와 교사전문성(3-9)은 매개효과가 없었으나, 학교장 리더십과 학 교 효과성의 관계에서 교사수업협력은 .101의 매개효과(3-7)가 있었다. 학교장 리 더십은 교사수업협력에 정적인 영향(β=.148, p>.001)은 미치지 못하지만, 교사수업 협력은 학교 효과성에 정적인 영향을 미친다(β=.687, p<.01). 학교장 리더십은 학 교 효과성에 직접적으로 정적인 영향(β=.442, p<.001)을 미치며, 간접적으로도 정 적인 영향(β=.101, p<.05)을 미친다.
한편, 교사수업협력과 학교 효과성의 관계에서 교사성취기대의 매개효과는 .136(.535×.256)으로 나타났다(3-12). 즉 교사수업협력은 교사수업협력에 정적인 영향(β=.535, p<.001)을 미치며, 교사성취기대는 학교 효과성에 정적인 영향을 미 친다(β=.256, p<.01). 교사수업협력은 학교 효과성에 직접적으로 정적인 영향(β
=.687, p<.001)을 미치며, 간접적으로도 정적인 영향(β=.136, p<.05)을 미친다. 교 사수업협력과 학교 효과성의 관계에서 교사전문성의 매개효과는 .111(.728×.153)로 나타났다. 즉 교사수업협력은 교사전문성에 정적인 영향(β=.728, p<.001)을 미치며, 교사전문성은 학교 효과성에 정적인 영향을 미치지 못한다(β=.153, p>.001). 한편, 교사수업협력은 학교 효과성에 직접적으로 정적인 영향(β=.687, p<.001)을 미치며, 간접적으로도 정적인 영향(β=0.111, p<.05)을 미친다.
학교장 리더십이 교사수업협력과 교사성취기대를 거쳐 학교 효과성에 이르는 효과 는 .020(.148×.535×.256)으로 95% 신뢰구간 안에 0이 포함되어 있기 때문에 통 계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 학교장 리더십이 교사수업협력과 교사전 문성을 거쳐 학교 효과성에 이르는 효과는 .016(.148×.728×.153)으로 95% 신뢰 구간 안에 0이 포함되어 있기 때문에 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 또
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-한 교사수업협력과 학교 효과성에 대-한 교사전문성과 교사성취기대의 이중매개 효과 를 분석한 결과, 교사수업협력이 교사성취기대와 교사전문성을 거쳐 학교 효과성에 이르는 효과는 .018(.535×.232×.153)로 95% 신뢰구간 안에 0이 포함되어 있기 때문에 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.