내신성적과 수학능력시험성적이 대학진학 및 대학성취도 선행...

敎育行政學硏究

The Journal of Educational Administration

2007, Vol. 25, No. 4, pp. 585~609

내신성 과 수학능력시험성 이 학진학 학성취도

선행지표에 주는 향력 비교 연구

김 지 하(연세 학교, 강사)

정 동 욱(Columbia 학교, 학원 박사과정)

요 약`

본 연구의 목 은 주요 학입학 형요소인 내신성 과 수학능력시험성 이 실제 학진학

에 주는 향력과 입학 후 학 성취도의 선행지표에 한 향력을 비교함으로써 두 형요

소 간 상 인 설명력(explanatory power)을 분석하여 보다 합리 인 입정책마련에 기

자료를 제공하는 것이다. 이상의 연구목 을 달성하기 해 본 연구는 교육고용패 자료를

활용하여 1차년도의 고등학교 3학년과 2차년도의 학교 1학년 자료를 분석하 고, 주된 연

구방법으로 회귀모형의 합도를 나타내는 통계량인 결정계수(R2)와 유사결정계수(pseudo

R2)를 활용하 다.

본 연구의 결과는 다음과 같이 요약된다. 첫째, 4년제 학 진학여부, 4년제 2년제 학

진학여부, 상 권 비상 권 학 진학여부와 같은 학진학 련 종속변수의 회귀모형에

서는 내신성 보다 수능성 의 설명력이 크게 나타났다. 이는 학입학 사정에 수능성 의

비 이 보다 높게 용되고 있다는 실을 반 하고 있다. 둘째, 학성취도의 선행지표로서

학생활만족도, 강의태도, 수업외 공부시간을 종속변수로 한 회귀모형에서는 내신성 의 설

명력이 수능성 보다 일 되게 크게 나타났다. 이러한 연구결과는 내신성 이 학생활의 성

공을 측하는데 있어 수능성 보다 더 타당한 학입학 형요소일 가능성을 제시함과 아울

러 향후 학성공 선행변수들과 학 학업성취도들간의 정교한 인과 계분석을 통해 입학

형시 행 내신성 반 비 에 한 재고의 여지가 있음을 시사한다.

[주제어] 내신성 , 수학능력시험성 , 학진학, 학성취도 선행지표, 결정계수,

유사결정계수

I. 서 론

학교육의 수혜자에 한 미래의 차별 인 경제 수익이 보장되는 실에서 학입

시정책은 온 국민에게 가장 피부에 와 닿는 교육정책 하나일 것이다. 한 우리나라

586 敎育行政學硏究

의 학입시제도는 해방 이후 크게 14차례 작게는 무려 35차례의 변신을 거듭했음에도

문제 이 계속 지 되어왔다(윤정일 외, 2004). 올해 학입시의 상들인 고등학교 3

학년 학생들에게 용되는 2008년 학입시 방안은 2004년에 제안된 바 있는 것으로 주

된 변화는 수학능력시험성 (이하 수능성 )이 수제가 아닌 등 제로 환이 되며 내

신성 의 반 비율을 높이는 것으로 요약된다. 그러나 막상 2008년 학입시를 앞두고

학들의 입 형계획안이 나오면서 2004년 제시되었던 교육부의 내신성 반 비율

강화방안이 무시되었다. 이에 교육부는 2008년 입에서 내신성 반 비율 50%를 발표

하 고 학측의 거센 반발이 있었다. 몇 주 동안의 공방 끝에 교육부와 학은 내신성

반 비율에 있어 어느 정도의 타 에 이르러 주요 학들은 내신성 반 비율을

20~30% 남짓에서 결정하기에 이르 다(연합뉴스, 2007).

2008년 학입시안에서 애당 교육부의 내신성 반 비율 50%는 어떠한 근거에서

결정된 것인가? 왜 학들은 20~30%라는 타 에서 내신성 반 비율을 발표한 것인

가? 최근까지 논란이 되었던 내신과 수능성 의 실질 반 율에 한 교육부와 학 측

의 엇갈린 주장 속에 결여되어 있는 것은 실증 인 연구들에 의해 축 된 논거이다. 공

교육 정상화와 학의 자율성 보장이라는 양측의 주장들 속에서 내신과 수능 어느

것이 입학 형요소로서 과연 보다 타당한가에 한 논의는 찾아 볼 수 없었다. 입학

형요소로서 특정 선발기 의 다른 선발기 에 한 상 인 타당성을 알아보기 해서

는 그 형요소에 근거하여 선발된 학생들이 학생활에 얼마나 성공 이었는지에 한

검증작업이 요청된다. 지 까지의 학입학 형방법에 련된 연구들은 크게 행 입학

형제도의 문제 을 분석하거나 다른 국가와의 입학 형방법을 비교함으로써 정책 인

시사 과 개선 을 찾으려는 것들(성태제, 2002; 양승실, 2003; 이종승 외, 2004; 정진곤,

2005)과 실증자료들을 가지고 입학 형요소들와 학생의 학업 성취도(주로 평 평균)의

계를 분석한 연구들로 구분된다. 자의 경우, 행 입학 형방법 학생선발기 에

한 고찰에 의해 실 처방을 제시하고자 한다는 에서 그 의의가 있으나 각 형

요소와 학생들의 학생활을 측하기 한 목 으로 수행된 것이 아니므로 련 정보

를 제공하지는 못하고 있다. 한 후자의 경우, 그 표본을 1개 학합격자에 한정시켰으

며 형요소들간의 상 인 측 타당도를 회귀계수의 상 향력으로 설명하는데

을 두고 있다는 한계가 있다(허명회와 성연, 1996; 최국렬과 이동석, 2000; 강상진,

2001; 이종승, 2001; 지은림, 2001; 김 철, 2004). 즉 재까지의 선행연구들만으로는 입

학 형요소들이 실제 학생활에서의 성취도를 얼마나 측할 수 있는가에 한 합의에

이르기에는 실증 논거가 부족하다. 이러한 문제의식에 입각하여 본 연구에서는 국

고등학교 3학년 학생들을 상으로 수집된 한국직업능력개발원의 교육고용패 데이터

(KEEP: Korean Education & Employment Panel)를 이용하여 내신성 과 수능성 이

내신성적과 수학능력시험성적이 대학진학 및 대학성취도 선행지표에 주는 영향력 비교 연구 587

실제 얼마나 학 진학에 반 되고 있는지를 밝 보고자 하며, 나아가 이들 형요소가

학진학자들의 학진학 후 학업성취도의 선행지표에 어떠한 향을 주는지를 살펴

으로써 두 형요소간 상 설명력의 차이를 규명해 보고자 한다. 학 성취도의 선

행지표를 살펴본 이유는 다음과 같다. 본 연구에서 활용된 교육고용패 자료는 2개년에

걸쳐 축 된 것으로서 학생활의 성공여부를 가늠하는 변수로서 리 사용되는 평 평

균 도탈락 여부 등은 포함되지 않았다. 그러므로 선행연구에서 학생활 성공여부

를 측하는 선행지표로서 이론 ․실증 으로 입증된 바 있고 교육고용패 자료에서 가

용한 변수인 학생활만족도, 강의태도, 공부시간(학업부담)을 학 성취도의 선행지표

로 선정하여 분석하 다.

따라서 본 연구의 목 은 내신성 과 수능성 이 실제 학진학에 어느 정도의 향

을 주는지를 측정하고 이들 변수의 학성취도의 선행지표들에 한 설명력을 조사․비교함으로써 내신과 수능의 상 인 기여도를 분석하여 보다 합리 인 정책마련에 기

자료를 제공하는 것이다. 이러한 연구목 을 달성하기 해 본 연구는 다음과 같은 내

용들로 진행하고자 한다. 먼 , 2 에서는 선행연구 고찰로서 내신성 과 수능성 의

학성취도 선행지표 학성취도 변수에 한 측력을 악한 국내․외의 연구들을 종

합․정리하 다. 둘째, 3 에서는 연구에 활용된 자료를 소개하고 회귀모형에 사용된 독

립변수와 종속변수에 해 기술하겠다. 아울러 본 연구의 문제인 입학 형요소들의

학진학 성취도 선행지표에 한 향력을 비교하기 해 통상최소자승(Ordinary

Least Square) 회귀모형에서 모형의 합도(goodness of fit)를 단하는 통계량인 결정

계수( )를 소개하겠다. 추가 으로 본 연구에서는 종속변수로 사용된 학 성취도의

성질이 제한종속변수(Limited Dependent Variables)임에 착안하여 제한종속변수 회귀모

형( 로빗, 순 로빗, 토빗)의 결정계수에 상응하는 유사결정계수(pseudo )를 살펴

보겠다. 4 에서는 통상최소자승, 로빗, 순 로빗, 토빗 회귀모형을 추정한 후, 이

들 모형의 표 화 회귀계수, 결정계수 유사결정계수에 근거하여 내신성 과 수능성

의 학진학 학 성취도의 선행지표에 한 상 인 측력을 논의하겠다. 5

에서는 분석결과를 토 로 연구의 결론을 제시하겠다.

Ⅱ. 선행연구 고찰

본 에서는 먼 학생활에서의 성공여부를 나타내는 직 인 변수들인 GPA

도탈락과 입학 형요소들간의 계를 분석한 국내․외 연구들을 요약․정리한 후, 본 연

구에서 학생활의 성공여부를 측하는 선행지표로서 활용하고자 하는 학생활만족


도, 학습태도, 학업시간 변수의 활용 근거를 련 선행연구들에서 제시하고자 한다.

1. 학입학 형요소와 학 성취도와의 계 연구

학에서의 성취도와 입학 형요소들의 계에 한 연구들은 미국의 경우, 1960년부

터 활발히 수행되어 재 상당량의 연구물이 축 된 반면, 우리나라의 경우, 1990년

반 이후부터 련 연구들이 꾸 히 수행 이다. 이들 연구들에서 공통 으로 활용된

것은 회귀분석법이다. 우선 국내연구로서 허명회와 성연(1996)은 1994-95년도 고려

학교 신입생 자료로 내신, 수능, 본고사 성 , 공학과, 성별, 1차 지망여부, 특수고교

여부, 당해연도 졸업여부 등을 독립변수로 하고 4학기 평 평균을 종속변수로 한 회귀

분석결과, 내신성 은 4학기에 걸쳐 지속 으로 유의미한 향을 주는 반면, 수능성 의

향력은 거의 없는 것으로 나타났다. 한, 최국렬과 이동석(2000)은 1996-97년도 인제

학교 입학생들 자료로 입시자료, 공, 성별, 기숙사 입사여부 등을 독립변수로 하고

1996-97년도 평 평균값을 종속변수로 한 회귀분석 결과, 내신성 의 향력은 학기수가

증가함에 따라 차 떨어지긴 하지만 지속 으로 유의미한 반면, 수능성 은 외국어

역을 제외하고는 통계 으로 유의미하지 않다고 보고하 다.

한 강상진(2001)은 서울시내 1개 사립 학의 1996년 신입생 집단을 상으로 학

입학 형요소인 내신성 , 수능성 , 논술성 의 거타당도를 상 계수, 다 회귀분석,

다층회귀분석법에 터해 비교한 결과, 수능성 이나 논술시험성 에 비해 내신성 이 일

되게 통계 으로 유의미한 향을 주는 것으로 나타났다. 윤명희와 안도희(2001)은 동

의 학교 1995-99년도 입학생의 내신 수능성 과 된 평 평균의 계를 상 분

석 다회귀분석한 결과, 내신성 의 측력이 훨씬 높았고, 98, 99, 2000년도 1개 사

립 신입생을 상으로 한 지은림(2001)의 연구, 1996년도 충남 학교 신입생 자료에

기 한 이종승(2001)의 연구도 비슷한 연구결과를 보 다. 그러나 김 철(2004)은 서울소

재 1개 사립 학의 1999년 신입생자료를 분석한 결과, 학생의 성별에 따라 형요소들

의 4년 평 평균 측력이 다르다고 밝히고 있다. 즉, 남학생은 수능성 이 내신성

보다 학성 에 주는 향력이 더 크고 여학생은 내신성 의 향력이 상 으로

더 크게 나타났다. 지 까지의 국내 선행 연구결과들을 체로 수능성 보다 내신성

이 학 학업성취도에 한 측력이 높다는 일 성을 보여 다.

다음으로 2000년 이후의 국외의 련 연구1)를 요약하면 다음과 같다. 먼 , Strauss

1) 1960년 이후 수능성 과 내신성 이 학 성취도에 주는 향력을 비교한 연구들은 꾸 히

지속되어 상당량에 이르므로 본 연구에서는 비교 최근에 실시된 연구들을 심으로 기술하

다.


& Volkwein(2002)은 학 평 평균에 향을 주는 요인으로서 내신성 과 수능성 모

두 통계 으로 유의미하지만 내신성 의 한계효과가 더 크다고 보고하 고 Tam &

Bassett(2004)은 고등학교 시 의 다양한 교육경험과 더불어 고교 내신성 이 학교 1

학년 평 평균에 유의미한 향을 주는 변인임을 밝힌 바 있다. 이밖에도 일련의 연구

들은 내신성 이 수능성 에 비해 학 평 평균에 주는 상 인 향력이 더 크다고

밝히고 있다(Fleming & Carcia, 1998; Camara & Echternacht, 2000; Tross et al., 2000;

Fleming, 2002; Hoffman, 2002; Zheng et al., 2002). 한, Rothstein(2004)은 표본선택편

의(sample selection) 가정환경배경을 고려할 경우, 수능성 보다 내신성 이 학 평

평균에 한 측력이 높다고 보고했다. 이와는 반 로 Barron & Norman(1992)과

Cohn et al.(2005)은 내신성 과 수능성 모두 학 평 평균에 통계 으로 유의미하게

향을 주지만, 수능성 의 상 인 설명력이 더 크다는 상반된 결과를 보여주었다.

평 평균외에도 학에서의 성취도를 측정하는 다른 변수는 퇴율이다.

Tinto(1993)와 Austin et al.(1996)에 의하면 내신성 수능성 이 높은 학생일수록

퇴율이 낮으며 일련의 연구에서는 내신성 만 학 퇴율에 유의미한 향을 주는 것으

로 나타났다(Waugh et al., 1994; Murtaugh, 1999; Hoffman, 2002; Hoffman &

Lowitzki, 2005).

2. 학입학 형요소와 학 성취도 선행지표와의 계연구

학에서의 성공여부(성취도)를 측하는 이론 모형으로서 가장 통 인 은

학입학 특성인 학생의 가정환경배경변수, 학문 비도, 명확한 목표의식 등이

학생활의 성공여부를 좌우하는 요한 요소로 보는 입장이다. 여기에는 학입학 형요

소와 학업성취도 학업지속여부 등의 계를 분석한 앞서 소개한 연구들이 포함된다.

그러나 학생활 성공여부에 한 연구들 에는 학이 학생에 주는 향력, 즉 학

과 학생간의 상호작용이 학생의 성취도에 주는 향력을 분석하려는 시도들이 활발히

이루어져 왔고(Pascarella & Terenzini, 1991; Valle et al., 2000) 본 연구의 심인 학

성취도 선행지표와 련하여 이들 연구는 다음과 같이 구분될 수 있다.

첫째, 학생- 학간의 합치(matching)에 한 연구로서 이들 연구는 학생의 학생활 지

속 성장 등 학생활 성공여부를 가늠하는 선행지표로서 학문 ․사회 으로 학과의

합치 내지는 융화 수 을 제시하고 있다. 이러한 학생- 학 합치(student-institution fit)

모형은 학생의 기 에 한 응을 시하며 그 응정도를 평가하는 장․단기 성과기

으로서 학생활만족도를 제시하고 있다(Bean, 1983; Terenzini et al., 1995; Kuh,

Race, & Vesper, 1997; Volkwein et al., 2000).


특정 직무 조직에서의 구성원의 만족도와 생산성의 계에 한 이론 모형은 직

무만족과 련된 문헌(Locke, 1976; Mobley, 1979) 직무만족과 생산성의 계에 한

연구들(Schwab, 1970; Cropanzano & Wright, 1999, 2001)에서 그 근원을 찾아볼 수 있

다. 이러한 연구는 학생활만족도와 이것의 학에서의 학업성취도와 도탈락여부와

의 계를 규명하는 일련의 연구들(Spady, 1970; Bean, 1983, 1985; Tinto, 1993)에 이론

․실증 토 를 제공하 다. 한 이러한 이론모형을 검증하고자 경험자료들에 기 하

여 분석된 실증 연구들은 학생활만족도가 학생활의 성공여부를 측하는 요한 선

행지표라는 공통된 결론을 보여주었다(Bean & Bradley, 1986; Austin, 1993; Xiaogeng

et al., 2004; Rode et al., 2005). 즉 학생활에 한 반 인 만족도가 높은 학생들은

원기회복력이 강하고 학문 인 도 에 부딪쳤을 때 그 지 않은 학생들에 비해 보다 의

연하게 처하는 것으로 밝 졌다. 학입학 학생의 특성이 학생활만족도에 주는

향을 분석한 Mooney(2005)에 의하면 내신성 과 수능성 모두 학교만족도에 유의미

한 향을 주는 변수이며 상 인 향력은 수능성 이 더 크게 나타났다. 한

Fischer(2007)의 연구는 내신성 과 수능성 의 상 인 향력을 비교하지는 않았지만

학에서의 지원 분 기와 아울러 고교 내신성 이 학만족도의 주요 결정요인이라

고 보고했다.

둘째, 학습태도 노력, 학업부담 등을 학 성취도의 선행지표로 본 연구들이 존재

한다. 이들 연구는 주로 학생의 강의태도 출석여부와 학업성취도와의 계를 분석한

것들로서 연구결과, 출석률이 높은 학생일수록 학업성취도도 높게 나타난다는 것이 특

징이다(White, 1992; Romer, 1993; Devadoss & Foltz, 1996). 한 Svanum &

Bigatti(2006)은 출석태도, 습․복습, 시험 비 공부시간 등에 한 자기평가 수, 즉 학

습태도 노력을 평 평균의 선행지표로 보아 그 계를 분석한 결과, 이것은 G

평 평균에 정(+)의 향을 주는 것으로 나타났다.

이외에도 학업에 한 몰입수 을 학기 공부에 투자한 시간으로 보고, 이를 평

평균의 선행지표로 보는 일련의 연구들이 있다(Shuman et al., 1985; Michaels &

Miethe, 1989; Rau & Durand, 2000; Plant et al., 2005). 일반 으로 학생이 공부에 투자

하는 시간이 많을수록 학업성취도가 높을 것이라는 일반 인 믿음처럼 실증분석결과들

은 학기 공부에 투자한 시간이 높은 학생일수록 학업성취도도 높다는 결과를 보고하

고 있으나 그 한계효과에 있어서는 차이를 보인다(Plant et al., 2005).

이상에서 살펴본 바와 같이 학생활만족도, 강의태도 수업 외 공부시간 등 학

성취도 선행지표들은 곧 학학업의 지속성 성취도를 언하는 징검다리의 역할을

수행하므로(Mooney, 2005; Fischer, 2007) 이들 선행지표와 학입학 형요소와의 계

를 분석하는 것은 의미있는 작업이 될 것이다.


Ⅲ. 연구방법

1. 분석자료

본 연구에서는 한국직업능력개발원의 교육고용패 1, 2차년도의 고등학교 3학년 코

호트 자료를 분석하 다. 교육고용패 자료는 2004년에 고등학교 3학년 학생들을 상

으로 수집되어 조사 상학생들에 한 다양한 정보를 담고 있다는 장 이 있다. 학생의

입학 형요소에 한 정보 가정환경 배경변수와 아울러 2005년 자료에서는 학진학

여부, 진학 학, 학생활 반에 한 자료를 포함하고 있다. 특히 1개 학이 아닌 총

214개 학의 자료를 포함하고 있으므로 기존 연구들에 비해 추정치의 신뢰성을 확보할

수 있다는 장 을 지닌다.

본 연구에서는 2004년, 1차년도 인문계 고등학교 3학년 학생 조사집단 2000명 2차

년도에 추 조사된 학진학자 1391명과 미진학자 398명의 원자료를 통합하여 데이터셋

을 구성하 다. 필요한 변수의 락 등으로 인해 최종 으로 분석에 포함된 표본은

1582명이었다. 한 학진학자 미진학자 연구의 심이 되는 변수들이 락되지

않은 모든 학생들(인문계열, 자연계열, 체능계열)로 구성된 총표본, 모집 단 별로 문

과학생으로 구성된 인문계열, 이과학생들로 구성된 자연계열을 하 그룹표본으로 구성

하 다.

2. 변수기술

본 연구에서 사용된 독립변수와 종속변수는 다음과 같다.

먼 독립변수로서 학생개인의 내신백분율과 수능성 (언어, 수리, 외국어) 역의 평

균을 사용하 다. 한 통제변수로서 외국의 선행 연구들(Strauss & Volkwein, 2002;

Rothstein, 2004; Tam & Bassett, 2004; Zhang et al., 2004)에서 공통 으로 활용된 학생

의 성별, 가계 소득, 학부모의 학력을 포함하 다.

학진학 련 종속변수로서 4년제 학 진학여부, 4년제 학 2년제 학 진학여

부, 상 권 학 비상 권 학 진학여부를 사용했고, 학 성취도의 선행지표로서

교육고용패 자료에서 가용한 변수인 학생활만족도, 강의태도, 수업외 공부시간을 사

용하 다. 이러한 선행지표의 선정은 앞서 언 된 기존 선행연구들의 연구결과에 터해

이루어졌다. 다음의 <표 1>은 독립변수와 종속변수에 해 요약한 것이다.


<표 1> 독립변수 종속변수 설명

종속변수

4년제 학

진학여부

2004년 고등학교 3학년 학생들이 2005년에 4년제 학을 진학했

는지에 한 가변수이다. 4년제 학 진학=1, 미진학 문 학

진학=0으로 코딩되었다.

4년제 학

문 학

진학여부

학에 진학한 학생들 문 학(2-3년제)에 진학한 학생들과

학(4년제)에 진학한 학생들을 구분한 가변수이다. 4년제 학

진학=1, 2년제 학 진학=0으로 코딩되었다.

4년제 상 권 학†

비상 권 학

진학여부

학에 진학한 학생들 상 30 권 학( 앙일보 ’2005-2006

학평가 결과, 4년제 학 상 30 까지의 학)에 진학한 학생과

그 지 않은 경우를 구분한 가변수이다. 상 권 학 진학 =1, 비상

권 학 진학=0으로 코딩되었다.

학생활만족도

5 측도(① 그 지 않다 ② 그 지 않다 ③ 보통이다

④ 그 다 ⑤ 매우 그 다)로 자신이 재학 인 학생활 반에

한 만족도를 측정한 변수이다.

강의태도

강의태도의 5가지 하 항목인 1) 출석을 성실히 한다 2) 복습을

충실히 한다 3) 습을 충실히 한다 4) 과제를 성실히 한다 5) 강의시

간에 집 한다에 한 자기평가 수의 합계이며 각 항목은 5 척도

(① 그 지 않다 ② 그 지 않다 ③ 보통이다 ④ 그 다 ⑤ 매우

그 다)로 구성되어있다.

공부시간주당 공부시간수: 학교, 학원수업, 과외시간을 제외하고 혼자서

공부(그룹스터디 포함)하는 시간

독립변수

내신성계열별로 매겨진 백분 내신성 이다. 0-100%까지 이며, 백

분 성 이 낮을수록 성 이 좋은 것이다.

수능성 언어, 수리, 외국어, 3개 역 표 수의 평균값이다.

성별학생의 성별을 나타내는 가변수이다. 남학생=1, 여학생=0으로

코딩되었다.

부모의 학력

아버지와 어머니의 학력을 나타내는 더미변수이다. 아버지와 어

머니의 평균 학력이 14년을 넘는 경우=1, 그 지 않은 경우=0으로

코딩되었다.

소득 학생이 속한 가계의 월평균 소득을 나타내는 연속변수이다.

주†: 4년제 상 권 학여부는 앙일보 2005년, 2006년 자료를 활용하 다. 앙일보가 주 하는

학평가외에 교육인 자원부, 학교육 의회가 주체가 되는 학종합평가도 있다. 그러나

학교육 의회의 평가결과는‘2005~2006년의 경우, 평가 상이 동일하지 않고 상 권 학에

속하지만 평가를 받지 않은 학들이 있어 본 연구에서는 고려하지 않았다. 신 앙일보

기 의 타당성을 확인하기 해 본 연구에서 활용된 데이터에 표집된 학교별로 수능성

평균을 낸 다음 상 30 권 학들과 앙일보 평가기 에 의한 30 권 학교들을 비교한

결과, 상당부분 비슷하여 앙일보 평가기 에 따랐다.


의 <표 2>는 독립변수와 종속변수의 기술통계량을 나타낸 것이다. 먼 학진학

련 종속변수로서 4년제 학진학자의 경우 체표본 913명(58%), 인문계열 475

명(56%), 자연계열 375명(63%)으로 자연계열의 4년제 학 진학률이 비교 높게 나

타났다. 상 권 학 진학여부 역시 인문계열은 13%인 반면, 자연계열은 24%로 자연계

열 학생들의 상 권 학진학률이 높음을 알 수 있다.

학성취도에 련된 종속변수로서 학생활만족도 평균은 체표본의 경우 3.38, 인

문계열 3.39, 자연계열 3.34로 표본별로 크게 차이가 없는 것으로 나타났다. 강의태도는

체표본 16.6, 인문계열 16.7, 자연계열 16.5로서 자연계열이 인문계열에 비해 낮게 나

타났다. 강의시간외 공부시간은 체표본 4.97, 인문계열 5.04, 자연계열 4.94시간이다.

내신성 의 경우, 체표본평균은 47.1%, 인문계열은 46%, 자연계열은 45.1%로 나타

났고 수능성 의 평균 수는 체표본이 98.46 , 인문계열이 97.97 , 자연계열이

100.73 이었다. 이밖에도 남학생이 55%이며 학졸업 이상의 학력을 갖춘 학부모가

32%이고 학부모의 평균소득은 323만원으로 나타났다.

3. 내신성 과 수능성 의 학진학 학 성취도 선행지표에

한 설명력(Explanatory Power) 측정방법 회귀모형 선정

학입학 형요소로서 내신성 과 수능성 이 입학 형에서 실제 얼마나 반 되고 있

는가? 각 학들이 교육부에서 제시한 공식인‘(학생부 원 수-학생부 기본 수)/(총 -학

생부 기본 수-수능 기본 수-논술 기본 수)×100’에 근거하여 공개한 실질반 률이 이

에 한 올바른 답이 될 수 있는가? 교육부가 제시한 산출 공식은 기본 수를 배제함으

로써 실제 반 되는 수 구간만을 감안하여 계량화한 것으로 명목반 률과 구분하고

있다는 에서 의미가 있으나, 내신성 과 수능성 의 체 인 변량(variation)을 충분

히 반 하고 있지 않다는 에서 한계가 있다. 본 연구는 변수들의 변량을 활용하여 각

변수간 상 는 인과 계를 밝히는 회귀분석방법을 그 안으로 제시하고자 한다. 하

나의 변수가 다른 변수를 얼마나 반 하고 있느냐 하는 것은 회귀분석방법에서 독립변

수의 변량이 종속변수의 변량을 얼마나 잘 설명하느냐와 동일한 것이다. 본 연구의 경

우, 독립변수인 내신성 과 수능성 의 변량이 종속변수인 학진학 학생활 성취

도 변수의 변량을 얼마나 설명하고 있느냐의 문제이다. 이상의 문제에 한 답변으로서

본 연구에서는 모형의 합도를 단하는 통계량인 결정계수(R 2)를 활용하 다. 일반

으로 결정계수는 종속변수의 총변량 독립변수에 의해 설명되는 부분을 보여 으로써

한 변수의 변량이 다른 변수의 변량을 설명하는 정도(explanatory power)를 측정할 수

있다는 에서 유용하다(Gujarati, 2000). 따라서 이러한 성질을 이용하여 내신성 과 수


능성 이 포함된 회귀모형에서 산출되는 결정계수를 비교하 다.

여기서 결정계수를 벤 다이어그램을 사용하여 좀 더 자세히 설명하면 다음과 같다.

(a) (b)

[그림1] 벤 다이어그램으로 나타낸 결정계수:

내신성 , 수능성 , 종속변수( 학진학/성취)의 계

[그림1]에서 원 는 종속변수( 학진학 성취도)의 변량을 나타내고 원

와 는 각각 독립변수인 내신성 과 수능성 의 변량을 나타낸다.

(a)는 HSGPA와 SAT간에 상 계수(r)가‘0’인 경우로서 원 와 원 이 겹치는

역‘1’은 내신성 에 의해서, ‘2’는 , 즉 수능성 에 의해 설명되는 의 변량을 뜻

한다. 따라서 두 변수의 변량이 종속변수의 변량을 얼마나 설명하느냐를 비교하기 해

서는 1과 2의 역을 비교해야만 한다. 그러나 선행연구들( : 강상진, 2001; 이종승,

2001)에 따르면, 수능성 은 내신성 과 비교 높은 선형상 ( ∼ )을 보

고 본 연구에서도 표본에 따라서 ∼ 로 나타났다. 여기서 음(-)의 부

호인 이유는 내신성 인 석차 백분율이 낮은 수치일수록 높은 성 을 보여주고 있기 때

문임을 상기시키고자 한다. 따라서 (a)보다는 두 독립변수간 상 계를 허용하는 벤 다

이어그램 (b)가 직 ․경험 으로 타당한 것으로 후자를 모형으로 설정하고자 한다.

벤 다이어그램 (b)에서 원 와 원 가 겹치는 역 1, 2는 내신성 에 의해

서 2와 3은 , 즉 수능성 에 의해서 설명되는 의 변량을 의미한다. 이때 역 2

는 내신성 과 수능성 모두에 공통 으로 용되고 있기 때문에 선험 으로 역 2의

어느 부분이 내신성 수능성 에 속하는지 알 수 없다. 이때 내신성 수능성

의 각각의 독자 인 설명력의 크기를 알아보기 해서는 역 1과 3을 구한 후 그 차이

를 비교해야 한다.‘1-3’의 역을 구하기 해 본 연구에서 활용하고자하는 회귀모형은


다음과 같다.

모형1: y i=α+HSGPAβ+ε (식1)

모형2: y i=γ+SATδ+ξ (식2)

모형3: y i=α'+HSGPAβ'+Xη+ε' (식3)

모형4: y i=γ'+SATδ'+Xθ+ξ' (식4)

의 모형 1, 2, 3, 4에서 는 학진학 학생활 성취도와 련된 변수이다. 모형

1과 2는 본 연구의 심인 내신성 ( )과 수능성 ()만을 독립변수로 한 회

귀모형이다. 이들 회귀모형은 종래의 기존의 국내 연구들에 사용된 것과 동일한 모형이

다. 모형1과 2에서 산출된 결정계수의 값을 비교하는 것은 [그림1]에서 역 1+2와

역 2+3를 비교하는 것으로서 그 차이는 곧 공통부분인‘2’를 제외한 ‘1-3’의 역과 동

일하다.

모형3과 4는 내신성 과 수능성 외에 통제변수( )인 학생의 특성인 성별, 가정환경배

경변수(가계 소득, 학부모의 학력)를 포함시킨 것이다. 이들 모형은 내신성 과 수능성

외에 실제 학생 특성변수들이 학진학 학업성취에 미치는 향을 통제하고자 설정한

것이다. 마찬가지로 모형3과 4에서 추출된 결정계수의 값을 비교함으로써 내신성 이 학

진학 학업성취에 주는 순수한 설명력을 악할 수 있다.

그러나 본 연구의 경우, 가용한 종속변수는 질 명목변수 서열척도로 이루어진

제한종속변수이다. 통상최소자승(OLS: Ordindary Least Square) 회귀모형은 오차항의

정규분포, 등분산성, 한계효과가 선형증가된다는 가정 등에 기 하고 있으므로 제한종속

변수의 회귀모형으로 합하지 않다(Wooldridge, 2003). 따라서 본 연구에서는 이분종속

변수의 경우, 로빗 모형, 서열척도로 구성된 종속변수의 경우, 순 로빗 모형, 공부

시간과 같은 단자료의 특성을 갖는 종속변수에 토빗 모형을 사용하 다. 이들 회귀모

형은 최우도추정법에 기반하여 추정되며 모형 합도는 유사결정계수(pseudo R 2)로 측

정된다. 이 통계량은 그 범 가 0~1사이라는 에서 결정계수와 비슷하다. 한 그 값이

클수록 좋은 모형임을 의미한다. 본 연구에서는 가장 일반 으로 사용되는 Macfadden

의 유사결정계수를 기 으로 모형의 합도를 분석하 다.

한, 결정계수 유사결정계수 이외에도 선행연구에서 제시한 로 표 화 회귀계

수(standardized coefficient)를 측정하여 독립변수의 종속변수에 한 한계 향력을

비교하고자 한다. 표 화 회귀계수란 독립변수들의 측정단 가 다를 때 독립변수들의

상 요성을 비교하기 힘들다는 을 극복하기 해 변수들을 표 편차를 이용하여

환시킨 값으로 다른 조건이 동일할 때 특정 독립변수가 표 편차만큼 변할 때 종속변


수의 표 편차는 얼마만큼 변화하는지에 한 정보를 제공한다(Wooldridge, 2003).

본 연구에서 사용된 회귀모형을 종합하면 다음과 같다. 먼 , 제시된 4가지 회귀 모형

에 해서 종속변수(총 6개)에 따라 그 추정기법을 달리하여 통상최소자승방법과 (순 )

로빗 회귀분석, 토빗분석을 실시했다. 이상의 총 48가지 회귀모형을 표본을 달리하여

인문계열, 자연계열, 체능계열을 포함한 체표본, 모집단 인 인문계열과 자연계열로

구분하여 용하 다. 이 게 해서 활용된 총 회귀모형은 140개 다.

Ⅳ. 연구결과

연구결과는 회귀계수에 한 정보를 기반으로 추출된 표 화 회귀계수를 비교하는 것

과 추정된 회귀모형의 결정계수 유사결정계수를 비교하는 것으로 구분하 다. 이하

에 제시된 회귀모형 추정결과는 체집단을 상으로 하여 회귀모형을 추정한 결과이

다. 문과집단 이과집단을 하 그룹으로 하여 회귀모형을 추정한 결과는 표 화 회귀

계수의 부호와 통계 유의성 상 크기면에서 체집단과 거의 동일하게 나타났

으므로 체집단 회귀모형 추정결과를 보고하는 것으로 체하 다.

1. 회귀모형 추정결과

<표 3>은 학진학 련 종속변수인 4년제 학 진학여부, 4년제 문 학 진학여

부, 상 권 학 비상 권 학 진학여부에 한 회귀모형 추정결과이다. <표 3>에

제시된 수치는 모형1~4 회귀모형의 표 화 회귀계수(standardized coefficient)이다.

아래의 <표 3>에 제시된 4년제 학 진학여부를 종속변수로 한 로빗 회귀모형 추

정결과를 살펴보면 수능성 과 내신성 은 모든 모형에서 유의수 1%에서 통계 으로

유의미한 것으로 나타났다. 내신성 이 표 편차만큼 변할 때 4년제 학 입학확률은

학입학확률 표 편차의 0.238배만큼 변하고 수능성 이 표 편차만큼 변할 때 4년제

학 입학확률은 0.239배만큼 증가하고 있어 둘의 한계 향력이 엇비슷하나 수능이

약간 높음을 확인할 수 있다.

다음으로 4년제 문 학 진학여부를 종속변수로 한 모형1~4를 살펴보면, 회귀계

수의 통계 유의성에서는 두 변수 모두 유의수 1%에서 유의미한 것으로 나타났으나

회귀계수의 크기를 비교해 보면 내신성 의 표 화 회귀계수가 약 -0.36인 반면 수능성

의 표 화 회귀계수는 0.45~0.47이다. 한 상 권 학과 비상 권 학 진학여부를


종속변수로 한 회귀모형에서 내신성 의 표 화 회귀계수가 0.54~0.55이고, 수능성 은

0.67~0.69로서 수능성 이 내신성 보다 한계 향력이 더 크다는 것을 알 수 있다.

<표 3> 회귀모형 추정결과(종속변수: 학진학 변수)

구분

종속변수, 회귀모형내신성 수능성

통제변수

포함여부N R2/pseudoR2

4년제

학

진학

여부

모형1OLS -0.1885***

아니오 11790.0355

로빗 -0.2383*** 0.0268

모형2OLS 0.1927

***

아니오 15400.037

로빗 0.2397*** 0.0274

모형3OLS -0.1902***

11440.0383

로빗 -0.2402*** 0.029

모형4OLS 0.1935***

15020.0393

로빗 0.2412*** 0.0291

4년제

.

2년제

학

진학

여부

모형1OLS -0.269

***

아니오 8610.0728

로빗 -0.3596*** 0.0663

모형2OLS 0.3378***

아니오 11840.1141

로빗 0.4709*** 0.1141

모형3OLS -0.268***

8450.1160

로빗 -0.3574*** 0.1162

모형4OLS 0.3258

***

11630.1502

로빗 0.4549*** 0.162

상 권

비상 권

학

진학

여부

모형1OLS -0.3681***

아니오 8780.1355

로빗 -0.549*** 0.1639

모형2OLS 0.4699***

아니오 12010.2208

로빗 0.6913*** 0.2777

모형3OLS -0.3671

***

8620.1587

로빗 -0.5409*** 0.1857

모형4OLS 0.4622***

11800.233

로빗 0.6771*** 0.2855

*: p < 0.1, **: p < 0.05, ***: P < 0.01

로빗 회귀모형 결과를 기 으로 모형1과 모형2, 모형3과 모형4의 회귀계수를 각각

비교하면 단순한 4년제 학 진학여부보다는 4년제 학 2년제 학 진학여부, 4년

제 에서도 상 권 학진학여부에서 내신성 보다 수능성 의 한계 향력이 더 커

지고 있음을 알 수 있다.


아래의 <표 4>는 학성취도 선행지표들을 종속변수로 한 회귀모형의 추정결과이다.

흥미롭게도 내신성 의 한계 향력이 일 되게 수능성 보다 크다.

<표 4> 회귀모형 추정결과 (종속변수: 학성취도 선행지표 변수)

구분

종속변수, 회귀모형내신성 수능성

통제변수

포함여부N R2/pseudoR2

학

생활

만족도

모형1OLS -0.0537*

아니오 861 0.003

순 로빗 -0.0601** 0.0013

모형2OLS 0.0451

아니오 11840.002

순 로빗 0.0497 0.0009

모형3OLS -0.0536*

8560.0045

순 로빗 -0.0588* 0.0019

모형4OLS 0.0404

11630.0028

순 로빗 0.0449 0.0012

강의태도

모형1 OLS -0.0949*** 아니오 858 0.009

모형2 OLS 0.0418 아니오 1180 0.0017

모형3 OLS -0.0843** 842 0.021

모형4 OLS 0.0313 1159 0.0201

공부시간

모형1OLS -0.0854

**

아니오 8590.0073

토빗 -0.0918*** 0.0014

모형2OLS 0.0882**

아니오 11810.0078

토빗 0.1058*** 0.0018

모형3OLS -0.0851**

8430.0111

토빗 -0.0932*** 0.0021

모형4OLS 0.0751

**

11600.0092

토빗 0.0911** 0.002

*: p < 0.1, **: p < 0.05, ***: P < 0.01

먼 , 학생활만족도가 종속변수인 경우, 모형1과 모형3에서 내신성 만 유의수

10%에서 유의미한 것으로 나타났고 수능성 은 통계 으로 유의미하지 않은 것으로 나

타났다. 강의태도가 종속변수인 경우, 모형1과 모형3에서 내신성 은 유의수 1%에서

통계 으로 유의미한 것으로 나타났으나 수능성 은 강의태도에 유의미한 향을 주지

않는 것으로 나타났다. 표 화회귀계수의 크기를 살펴보면 내신성 이 표 편차만큼 변

화할 경우, 강의태도는 0.083-0.095 증가함을 알 수 있다. 마지막으로 공부시간이 종속변

수인 회귀모형에서 내신성 과 수능성 은 모두 유의수 5%와 1%에서 유의미하게 나

타났다. 모형1과 모형2를 비교했을 때 표 화 회귀계수의 크기가 수능성 이 더 크게


나타났지만 통제변수들을 포함한 모형3과 4를 비교해 보면 내신성 의 향력이 더 큼

을 알 수 있다. 즉 내신성 이 표 편차만큼 증가하면 강의태도는 0.093만큼 증가함을

알 수 있다. 이에 비해 수능성 이 표 편차만큼 증가하면 강의태도 수는 0.091배 만

큼 증가한다. 이러한 결과는 내신성 이 높을수록 학생활에 한 반 인 만족도가

높고 강의태도가 좋다는 기존 연구들의 결과와 일치하는 것이다(Austin et al., 1996;

Hoffman & Lowitzki, 2005). 한 공부시간에 련된 회귀분석 결과는 내신성 수

능성 이 높은 학생들일수록 강의 학원 수업외에도 상 으로 많은 시간을 학업

에 할애함을 의미한다.

2. 회귀모형별 결정계수 유사결정계수 비교

아래의 <표 5>는 체집단을 상으로 하여 추정된 회귀모형들에서 산출된 결정계수

와 유사결정계수의 크기를 비교한 것이다.

종속변수가 제한종속변수임을 감안하여 회귀모형간 설명력의 크기를 비교할 수 있는

통계량인 유사결정계수를 기 으로 연구결과를 살펴보면 다음과 같다.

<표 5> 체 학생을 상으로 한 회귀모형별 결정계수와 유사결정계수의 변화량

종속변수 검정통계량 모형1 모형2모형1-

모형2 모형3 모형4

모형3-

모형4

4년제 학

진학여부R 2 0.0355 0.037 -0.0015 0.0383 0.0393 -0.001

PseudoR 2 0.0268 0.0274 -0.0006 0.029 0.0291 -0.0001

4년제 학

2년제 학

학 진학여부

R 2 0.0728 0.1141 -0.0413 0.116 0.1502 -0.0342

PseudoR 2 0.0663 0.1141 -0.0478 0.1162 0.162 -0.0458

상 권 학

비상 권

학 진학여부

R 2 0.1355 0.2208 -0.0853 0.1587 0.233 -0.0743

PseudoR 2 0.1639 0.2777 -0.1138 0.1857 0.2855 -0.0998

학생활만족도 R 2 0.003 0.002 0.001 0.0045 0.0028 0.0017

PseudoR 2 0.0013 0.0009 0.0004 0.0019 0.0012 0.0007

강의태도 R 2 0.009 0.0017 0.0073 0.021 0.0201 0.0009

공부시간 R 2 0.0073 0.0078 -0.0005 0.0111 0.0092 0.0019

PseudoR 2 0.0014 0.0018 -0.0004 0.0021 0.002 0.0001

4년제 학진학여부와 련된 종속변수들의 경우, 먼 , 수능성 이 내신성 보다

학진학 변량의 0.01~0.06%를 추가 으로 설명했고, 학 문 진학여부에 해 수

능성 이 4.6%~4.8%의 변량을 추가로 설명했다. 마지막으로 상 권 학을 진학하느냐


비상 권 학여부를 종속변수로 한 회귀모형에서 내신성 을 독립변수로 포함한 회귀

모형1, 3보다 수능성 을 독립변수로 포함한 회귀모형 2, 4의 유사결정계수가 10~11.3%

만큼 더 컸다. 이상의 결과에서 흥미로운 은 단순한 4년제 진학여부에서 보다는 4년

제 2년제 학 진학여부에서 4년제 상 권 학 진학여부에서 수능의 설명력이

훨씬 크게 나타났고 있다는 이다. 이것은 상 권 학들로 갈수록 수능을 입학 형시

훨씬 크게 반 하고 있다는 것을 의미한다.

한, 종속변수별로‘모형1-모형2’의 값과‘모형3-모형4’의 값을 비교해 보면 4년제 학

진학여부와 상 권 학 진학여부에서 순수하게 수능에 의해서만 설명되는 유사결정계

수의 값이 어들고 있음을 알 수 있다. 이것은 학생의 성별, 학부모의 소득, 학력 등

학생의 귀속 특성 가정배경변수가 학생의 내신성 보다는 수능성 과 높은 정(+)

의 상 을 가지고 있음을 의미한다.

이에 반해 학성취도의 선행지표를 종속변수로 한 회귀모형에서는 일 되게 내신성

의 설명력이 수능성 보다 더 큰 것으로 나타났다. 구체 인 수치를 살펴보면 다음과

같다. 먼 , 학생활만족도의 경우 수능성 에 비해 내신성 이 학교만족도 변량

0.04%~0.07%를 더 설명해 주고 있다. 한 강의태도 공부시간을 종속변수로 한 회귀

모형들의 경우, 학생활만족도와 마찬가지로 내신성 에 의해 설명되는 변량이 수능성

에 의해서 설명되는 것보다 0.09~0.73%, 0.01%만큼 큰 것으로 나타났다.

이상의 결과를 정리하면, 학진학시 입학사정에서는 수능성 이 내신성 보다 상

으로 크게 반 되고 있는 반면, 진학한 학에서의 성취도를 측하는 변수에 해서

는 내신성 의 측력이 높다. 이와 같이 학에서의 성취도를 측함에 있어서 내신성

의 향력이 수능성 보다 크다는 사실은 선행연구들(허명회와 성연, 1996; 강상진,

2001; 윤명희와 안도희, 2001; 이종승, 2001; Camara & Echternacht, 2000; Tross et al.,

2000; Fleming, 2002; Hoffman, 2002; Zheng et al., 2002)의 결과와 일치하는 것이라 할

수 있다.

아래의 <표 6>은 인문계열 학생들만을 하 집단으로 한 회귀모형에서 산출된 결정계

수 유사결정계수이다. 체집단 모형과 동일하게 4년제 학 진학여부에서 모형1, 3

의 유사결정계수가 2, 4의 유사결정계수보다 작게 나타났다. 즉, 수능성 이 포함된 회

귀모형의 합도가 0.7~0.9% 높게 나타났다. 한 4년제 문 학 진학 명문

진학여부에서는 수능성 이 내신성 에 비해 각각 6%, 15~17%의 변량을 추가 으로 설

명하고 있음을 알 수 있다.

이에 반해 학성취도의 선행지표라 볼 수 있는 학생활만족도, 강의태도, 공부시간

에 해서는 수능성 보다 내신성 에 의해 설명되는 종속변수의 변량이 0.28~0.34%,

0.3~0.6%, 0.19~0.21%만큼 더 컸다.


<표 6> 인문계열 학생을 상으로 한 회귀모형별 결정계수와 유사결정계수의 변화량


모형2모형3 모형4

모형3-

모형4

4년제 학

진학여부R 2 0.0515 0.0595 -0.008 0.053 0.0637 -0.0107

PseudoR 2 0.038 0.0448 -0.0068 0.0391 0.0482 -0.0091

4년제 학

2년제 학

학 진학여부

R 2 0.0853 0.1436 -0.0583 0.1099 0.1631 -0.0532

PseudoR 2 0.0712 0.1315 -0.0603 0.0964 0.1568 -0.0604

상 권 학

비상 권

학 진학여부

R 2 0.1182 0.2277 -0.1095 0.1432 0.2361 -0.0929

PseudoR 2 0.1752 0.3520 -0.1768 0.2022 0.3566 -0.1544

학생활만족도 R 2 0.0063 0.0000 0.0063 0.0094 0.0016 0.0078

PseudoR 2 0.0028 0.0000 0.0028 0.0040 0.0006 0.0034

강의태도 R 2 0.0121 0.0091 0.003 0.0256 0.0196 0.006

공부시간 R 2 0.0233 0.0091 0.0142 0.0279 0.0130 0.0149

PseudoR 2 0.0043 0.0022 0.0021 0.0051 0.0032 0.0019

아래의 <표 7>은 자연계열 학생들만을 상으로 한 회귀모형 추정결과를 토 로 한

결정계수 유사결정계수의 변화를 나타낸 것이다.

자연계열의 경우, 4년제 학진학 학 성취도 선행지표를 종속변수로 한 회귀모

형에서 체집단 인문계열 학생들의 결과와 다르게 나타났다. 구체 으로 살펴보면

4년제 학 진학 련 변수들에서는 내신성 이 포함된 모형1, 3의 유사결정계수가 수능

성 이 포함된 모형2, 4의 그것보다 높게 나타났다. 즉, 4년제 학 진학여부의 경우, 내

신성 이 수능성 보다 종속변수의 변량을 0.8~1% 더 설명했다. 이와 같이 내신성 의

비 이 더 크게 나타난 이유는 학별․계열별로 입학 형 방식에 차이가 존재할 수 있

고, 특히 자연계열의 경우 학생부 성 의 반 비율이 더 높을 개연성에서 비롯된 것으

로 추측된다. 한편, 4년제 학 문 학 진학여부에서는 수능성 에 의해 0.8~2.4%

의 설명력이 추가되었고 상 권 학 진학여부에서는 수능성 이 포함된 모형의 합도

가 내신성 에 비해 6.1~7.9% 높게 나타났다.

한편, 학 성취도 선행지표 학생활만족도는 체집단 인문계열의 결과와는

달리, 수능성 이 포함된 모형 2, 4의 합도모형 1, 3에 비해 0.8% 높게 나타났다. 그럼

에도 불구하고 수능성 이 학진학 변수들에서 보여 추가 설명분보다 작았다. 그러

나 강의태도 공부시간 등에서는 앞에서 제시된 결과들과 마찬가지로 내신성 의 설명

력이 수능성 에 비해서 높은 것으로 나타났다. 강의태도 변량의 경우, 통제변수 내신

성 이 포함된 모형 3의 합도가 모형 4에 비해 1.2% 더 크고, 공부시간에서는 내신성

이 포함된 모형이 수능성 이 포함된 모형들에 비해 0.07% 높은 설명력을 보 다.


<표 7> 자연계열 학생을 상으로 한 회귀모형별 결정계수와 유사결정계수의 변화량


모형2모형3 모형4

모형3-

모형4

4년제 학

진학여부R 2 0.0193 0.0073 0.012 0.0258 0.0110 0.0148

PseudoR 2 0.0144 0.0056 0.0088 0.0195 0.0086 0.0109

4년제 학

2년제 학

학 진학여부

R 2 0.072 0.0832 -0.0112 0.1424 0.1521 -0.0097

PseudoR 2 0.078 0.1022 -0.0242 0.1855 0.1943 -0.0088

상 권 학

비상 권

학 진학여부

R 2 0.2092 0.2695 -0.0603 0.2408 0.2922 -0.0514

PseudoR 2 0.2166 0.2957 -0.0791 0.2565 0.3176 -0.0611

학생활만족도R 2 0.0000 0.0111 -0.0111 0.0042 0.0167 -0.0125

PseudoR 2 0.0000 0.0019 -0.0019 0.0046 0.0070 -0.0024

강의태도 R 2 0.0003 0.0007 -0.0004 0.0310 0.0194 0.0116

공부시간R 2 0.0000 0.0045 -0.0045 0.0330 0.0278 0.0052

PseudoR 2 0.0000 0.001 -0.001 0.0057 0.0050 0.0007

Ⅴ. 결 론

이상의 연구결과에 터하여 다음의 결론을 도출하 다.

첫째, 학진학과 련된 변수인 4년제 학 진학여부, 4년제 문 학 진학여부, 상

권 학 비상 권 학 진학여부에서는 내신성 보다 수능성 의 향력이 상 으

로 우월한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 학입학 사정시 학측에 의해 활용되는 평

가지표로서 내신성 보다 수능성 의 반 비율이 높다는 것을 반 한 것으로 보인다. 아

울러 수능성 의 반 비율은 4년제 상 권 학일수록 크게 나타났다는 은 상 권

학일수록 학입학 형요소로서 수능성 에 보다 높은 가 치를 두고 있다는 실을 실

증 으로 보여 셈이다.

둘째, 학진학 후 학생활만족도 강의태도, 공부시간 등 학 성취도의 선행지표

에 해서는 수능성 보다 내신성 의 설명력이 일 되게 높게 나타났다. 이러한 연구

결과는 실제 학성취도를 측하는 데 있어 내신성 이 수능성 보다 더 타당한 입학

형요소일 가능성을 제시한 것이다. 만약 수능성 이 내신성 보다 타당한 입학 형

자료라면 학진학 변수들에서 보여 추가 인 설명력만큼, 학 성취도(선행지표)에


서도 우월 인 측력을 보여주었어야 한다. 그러나 본 연구는 이와는 다른 결과를 제

시하고 있으며, 국내․외 일련의 유사한 선행연구 결과들을 재차 확인시켜주고 있다. 이

는 입학 형요소로서 내신성 의 가치는 여 히 높다는 것을 의미하는 것으로 입학사정

시 내신성 의 비 을 행보다 낮추는 것은 재고되어져야 함을 시사한다.

그 다면 학교간 학력격차의 존재로 인하여 신뢰할 수 없다던 내신성 이 수능성 보

다 학 성취도에 한 설명력이 높은 이유는 무엇일까? 이것은 일회성 시험의 성격을

지닌 수능성 과 고등학교 3년간의 축 된 학업성취도를 반 하는 내신성 의 차이에서

비롯되는 것이라고 추측할 수 있다. 즉, 수능시험의 경우, 그 기회가 한번만 주어지는

특성상 학생의 실력이외에도 시험 당일의 특수한 잡음(noise)들이 개입함으로써 측정오

차가 증가될 가능성이 존재한다. 를 들어 수능시험을 치는 날 독감에 걸렸다거나, 낯

선 시험장소에서 오는 불안감, 시험 감독 의 향, 수험장에서 시험 집 을 방해하는

학생들, 날씨의 향 등은 수능시험과 련된 수험생, 학부모, 학교 계자들에 의해 지

되어왔던 일회성 수능시험의 문제 이지만 학문 심으로서는 간과되어 왔던 부분

이다. 그러나 수능시험의 입학 형요소로서의 타당도를 검증하기 해서 일회성 시험에

서 잡음요인으로 인해 발생되는 측정오차를 실증자료로 분석하는 것은 향후 연구과제로

서 가치있는 작업이 될 것이다.

마지막으로 내신성 과 수학능력시험 어떤 것이 입학 형요소로서 타당한 기 인

지에 해서는 재보다 풍부한 자료에 의해서 좀 더 활발하고 다양한 실증연구들이 축

될 필요가 있다. 본 연구에서는 가용자료의 한계로 인해 학성취도에 선행하는 변수

들을 주로 살펴보는데 그쳤으나 추가 인 데이터 확보를 통해 실제 학성취도( : 학

퇴율, 학 )를 활용하여 내신성 과 수능성 의 상 설명력을 고찰할 필요가 있다.

한, 단기 성취도외에 졸업률과 노동시장에서의 소득 등 장기 인 성과지표를 살펴

보는 등 보다 지속 인 연구가 필요하다.


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Abstract

An Analysis of Explanatory Power of High School Records

and Scholastic Aptitude Test on Leading Indicators of

College Success

Kim, Ji-Ha(Yonsei University)

Jeong, Dong-Wook(Columbia University)

High school records and Scholastic Aptitude Test(SAT) scores serve as basic screening

tools to select students for college admissions. This study uses the Korean Education

Employment Panel(KEEP) data to examine and compare their predictive power on student

performance in college. In doing so, the study takes advantage of the (pseudo-) coefficient

of determination, R 2, that is generally used to determine goodness of fit for a regression

model.

This paper finds that a student's SAT scores explain better the student's post-secondary

enrollment, pursuit of 4-year college, and selectivity of the college attended than academic

records in high school. This simply reflects the fact that SAT scores are given large weights

relatively to high school records in college admissions decisions at most universities and

colleges. In contrast, the paper finds that academic records in high school do a better job of

predicting leading indicators of college performance (college life satisfaction, class attitude,

and hours studied) than SAT scores. It suggests that high school records play as a more

valid screening instrument for college admissions than SAT scores. From a policy

perspective, it is recommended that high school records should be granted increasing

weights in college admissions decisions.

[Key words] High school records, Scholastic Aptitude Test, Coefficient of

determination, Pseudo-coefficient of determination

내신성적과 수학능력시험성적이 대학진학 및 대학성취도 선행...

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