1. 서론
한국교양기초교육원의 “대학 교양 기초 교육의 표준 모델”에 따르면 ‘교양교육(Bildung)’이란 ‘인간다운 인간’을 형성한다는 의미로서 “스스로가 스스로를 창조하는 정신적 자아의 자기 형성”이며, “인간의 인간다움 그 자체만을 위한 주체적 자아의 형성이요, 자기 형성의 이상을 준거로 하는 자기반성적 태도의 도야이자 아울러 타자 및 세계에 대한 관계의 형성이기도 하다”라고 설명하고 있다. 또한, 이 표준 모델에 따르면 ‘인간과 세계에 대한 바람직한 가치관 정립’을 교양 기초 교육의 중요한 목표로 설정하고 있다.
그러나 최근에는 교양교육보다 전공 교육이 더욱 중요하고, 교양교육은 전공 교육을 받기 위한 기초 학문으로서 전공 교육을 지원하는 데 있다고 보는 견해가 존재하여 우려를 낳고 있다. 손동현 외(2012)는 교양⋅기초 교육에 대한 인식을 교수, 학생, 직장인 세 집단으로 구분하여 설문조사를 진행하였는데, “교양⋅기초 교육의 목적은 전공 교육을 지원하는 데 있고 대학 교육에서는 전공 교육이 더 중요시되어야 한다”는 문항에 대해서 리커트(Likert) 5점 척도를 이용한 응답 결과를 보면 직장인은 교수 집단에 비하여 유의미한 차이로 그렇다는 응답이 높았다. 원만희 외(2017)의 기업체 설문조사에 따르면 기업은 대학 교육이 직무능력 향상에 효과적이지 못하다고 생각하고 있으며, 전공 중심으로 대학 교육 과정을 편성해야 하고, 교양교육은 전공 교육에 필요한 초보적이고 토대가 되는 지식과 역량을 익히는 과정으로 이해하는 수준이라고 밝혔다. 기업의 교양교육에 대한 인식뿐만 아니라 최근에는 우리나라 대학에서도 기본적인 학문에 대한 관심도가 급격히 떨어지고 오히려 응용 학문에 치중하는 경향을 보인다. 반도체 학과, 배터리 학과와 같은 계약 학과가 등장하고, 인공지능 대학원 등을 설립하는 것이 첨단 기술과 급변하는 환경에 적응하는 것이라고 믿는 것 같다.
기술변화가 빠르고 진행되는 현재 새로운 첨단 기술을 교육하는 것은 아주 중요하다. 하지만 이에 못지않게 중요한 것이 순수 학문의 발전이다. 순수 학문의 발전은 그 자체로도 중요하지만, 첨단 응용 학문의 발전에 큰 기반이 되기 때문이다. 교육의 관점에서도 학생들이 탄탄한 교양교육을 받을 때 전공 교육의 효과가 배가된다. 그러나 자원은 항상 제한적이어서, 어느 한쪽에 지나치게 자원 치중을 하면 다른 쪽은 상대적으로 소홀해질 수밖에 없다. 교육 과정의 구성에서도 이는 마찬가지이다. 교양 학점을 잠식하면서까지 전공 교육에 치중하면 그 폐해가 따르기 마련이다.
교양교육의 중요성은 여기서 그치지 않는다. 교양교육을 잘 받으면 졸업 후 개인의 노동시장 성과에도 긍정적인 영향을 미친다는 연구 결과가 많다. 윤우섭 외(2019)는 최근 직업 세계에서 잦은 직장 이동으로 하나의 분야에 대한 지식은 그것이 아무리 깊더라도 새로운 산업 구조에서 부분적인 역할밖에 하지 못함을 지적하고 있다. 따라서 전공 관련 지식을 전수하는 것보다, 새로운 환경을 비판적으로 해석하고 거기에서 발생하는 문제를 창의적으로 해결할 수 있는 능력을 길러주고, 타인과 공감하며 협업할 수 있는 능력을 길러주는 교육이 필요하다고 보았다. 최강식⋅박철성(2021) 역시 대학 교육의 가치와 교양교육의 중요성을 분석하면서 특히 4차 산업혁명과 같이 급격한 기술변화를 겪고 있는 상황에서는 전문교육(professional education)보다는 교양교육(general education)이 더 중요함을 기존의 문헌 연구와 해외 실증 사례를 들어 보여주고 있다.
그러나 기존의 연구가 교양교육의 중요성을 인지하고는 있으나 우리나라 노동시장에서 그 효과를 실증적으로 보여주고 있지는 못하다. 따라서 본 연구의 목적은 교양교육의 중요성 인식이 개인의 임금과 직장 만족도 등에 미치는 영향을 우리나라 노동시장의 실제 자료를 이용하여 실증적으로 분석하는 것이다. 구체적으로 교양교육이 중요하다고 인식하는 개인이 그렇지 않은 경우보다 향후 노동시장에 진입하였을 때 임금을 더 많이 받는지, 직장에서 직무 만족도는 어떠한지를 분석하고 아울러 이것이 개인의 비인지적 능력에 어떤 영향을 미치는지 등을 분석할 것이다.
본 연구의 구성은 다음과 같다. 이어지는 2장에서는 본 연구에서 사용될 실증분석의 자료와 모형, 그리고 실증분석 결과를 설명할 것이다. 교양교육의 중요성 인식이 개인의 노동시장 임금, 직무 만족도, 그리고 비인지적 능력에 미치는 영향을 분석할 것이다. 3장에서는 실증분석 결과의 요약과 함의에 대해서 논의할 것이다.
2. 실증분석
2.1. 사용자료
본 절에서는 교양교육 중요성 인식이 대학 졸업 후의 노동시장에서 어떤 영향을 미치는지를 실증적으로 분석하였다. 이를 위하여 본 연구에서는 한국노동연구원에서 조사하는「한국노동패널조사」 (Korean Labor and Income Panel Study, 이하 KLIPS)를 사용하였다. KLIPS는 비농촌 지역에 거주하는 한국의 가구와 가구원을 대표하는 ‘패널표본구성원’(5,000가구에 거주하는 가구원)을 대상으로 1년 1회 경제활동 및 노동시장 이동, 소득 활동 및 소비, 교육 및 직업훈련, 사회생활 등에 관하여 추적 조사하는 종단면 조사(longitudinal survey)이다.1)2) KLIPS는 1998년 조사 설계 당시에 ‘우리나라 도시 거주 가구와 해당 가구의 15세 이상 가구원’을 모집단으로 하여, ‘1995년 인구주택총조사’의 10% 표본 조사구 중에서 5,000가구의 표본을 추출하여 구성되었다. KLIPS는 가구와 가구원을 대상으로 매년 약 700개 정도의 문항으로 조사를 진행하고 있는데 제11차 조사에서‘교육에 관한 부가 조사’를 실시하였다.
이 ‘부가 조사’에는 15~65세 응답자 중 대학(전문대 포함), 대학원을 다니고 있거나 졸업한 사람에 대한 설문 중 대학 생활에 관한 질문이 있다. 구체적인 질문 항목은 ‘1) 재학 시 많은 친구를 사귀었다 2) 재학 시 학교의 평판이 좋았다 3) 재학 중에 진로에 대한 정보 탐색을 많이 하였다 4) 대학의 전공과목이 직장생활에 도움이 되었다 5) 대학의 교양과목이 직장생활에 도움이 되었다’ 등이다. 본 연구에서는 이 부가 조사를 이용하여 대학 교양교육의 중요성 인식 현황과 교양교육의 중요성 인식이 개인의 노동시장 성과에 미치는 영향을 실증 분석하였다.
2.2. 임금에 미치는 영향
개인의 노동시장 성과를 측정하는 첫 번째 지표로서 취업자들의 성과, 구체적으로는 임금을 지표로 삼아 분석하였다. 임금 결정 요인을 측정하기 위해서 가장 많이 사용하는 추정 방법은 Mincer(1974)가 제시한 “임금 결정 방정식(Mincerian Earnings Equation)”이다. 이는 아래의 식으로 나타낼 수 있다.
여기서 logwi 는 근로자 i 의 임금 소득의 대수치, si 는 교육연수, xi 는 노동시장의 잠재적 경력, 그리고 Zi는 ‘대학의 교양과목이 직장생활에 도움이 되었다’라는 질문에 응답한 값이다.
식(1)을 회귀 분석한 결과 ‘대학의 교양과목이 직장생활에 도움이 되었다’라고 응답한 근로자들은‘그렇지 않다’라고 응답한 근로자보다 평균 13.4% 정도 시간당 임금이 높게 나타났다 (<표 1> 참조). 대학 성적이 이 결과에 영향을 미칠 수 있으므로 이를 통제하고 분석한 결과, ‘대학의 교양과목이 직장생활에 도움이 되었다’라고 응답한 근로자들은‘그렇지 않다’라고 응답한 근로자보다 약 9.2% 정도 시간당 임금이 높은 것으로 나타났다.
<표 1>
교양과목에 대한 인식과 임금(로그 시간당 임금) 간 관계 추정 결과
| (가) 대학 성적 통제하지 않음 | (나) 대학 성적 통제함 | |
|---|---|---|
| 여성 | -0.276*** | -0.284*** |
| 연령 | 0.096*** | 0.095*** |
| 연령 제곱 | -0.001*** | -0.001*** |
| 거주지역(기준: 서울특별시) | ||
| 부산광역시 | -0.112** | -0.101* |
| 대구광역시 | -0.09 | -0.072 |
| 대전광역시 | -0.183*** | -0.163*** |
| 인천광역시 | -0.121* | -0.124* |
| 광주광역시 | -0.088 | -0.09 |
| 울산광역시 | 0.214*** | 0.223*** |
| 경기 | -0.05 | -0.055 |
| 강원 | -0.223** | -0.229** |
| 충북 | -0.157** | -0.149** |
| 충남 | -0.134 | -0.117 |
| 전북 | -0.067 | -0.086 |
| 전남 | -0.099 | -0.114 |
| 경북 | -0.172** | -0.171** |
| 경남 | -0.069 | -0.039 |
| 학력(기준: 전문대) | ||
| 대학교 | 0.239*** | 0.215*** |
| 대학원 | 0.370*** | 0.327*** |
| 대학 성적(기준: A+/A) | ||
| B+/B | - | -0.110*** |
| C+ 이하 | - | -0.322*** |
| 전공(기준: 인문계열) | ||
| 사회계열 | -0.029 | -0.021 |
| 자연계열 | 0.032 | 0.033 |
| 공학계열 | -0.042 | -0.045 |
| 의학계열 | 0.140** | 0.143** |
| 사범계열 | 0.113* | 0.109* |
| 음악계열 | -0.314** | -0.315** |
| 미술계열 | 0.036 | 0.046 |
| 체육계열 | -0.123 | -0.134 |
| 기타 | -0.135* | -0.147* |
| 교양과목 도움(기준: (매우) 그렇지 않다) | ||
| 보통이다 | -0.013 | -0.031 |
| (매우) 그렇다 | 0.134*** | 0.092** |
| 상수항 | -2.024*** | -1.880*** |
| 관측치 수 | 1329 | 1329 |
| R2 | 0.302 | 0.317 |
2.3. 직무 만족도에 미치는 영향
다음으로는 교양교육에 대한 인식이 직무 만족도와 어떻게 연관되어 있는지를 회귀 분석하였다. 직무 만족도는 5가지의 질문에 대한 5점 척도의 응답을 기준으로 측정하였다. 구체적으로‘나는 현재 하고 있는 일에 만족하고 있다’,‘나는 현재 하고(맡고) 있는 일을 열정적으로 하고 있다’,‘나는 현재 하고(맡고) 있는 일을 즐겁게 하고 있다’,‘나는 현재 하고(맡고) 있는 일을 보람을 느끼면서 하고 있다’‘나는 현재 하고(맡고) 있는 일을 계속하고 싶다’ 등이다.
회귀분석 결과인 <표 2>에 따르면 교양교육이 직장생활에 도움이 되었다고 인식하는 사람은 전반적인 직무 만족도가 높고, 자신이 하는 일에 대한 가치를 높이 평가하고 있는 것으로 나타났다. 구체적으로 보면 교양교육에 대해 긍정적으로 인식하는 사람은 부정적으로 인식하는 사람보다 ‘현재 하는 일에 만족’할 확률이 약 7% 정도 높게 나타났으나, 통계적 유의성이 낮았다. 그러나 ‘하는 일을 열정적으로 할’ 확률이 17.6%,‘현재 일을 즐겁게 할’ 확률이 13.6%, ‘현재 하는 일에 보람을 느낄’ 확률이 17.9%, ‘현재 하고 있는 일을 계속하길 원할’ 확률이 13.6% 높고 그 추정치들은 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.
<표 2>
전공별 교양과목에 대한 인식과 직무 만족도 간 관계 추정 결과: 나는 현재 하고 있는 일에 만족하고 있다
| 독립변수 | 종속변수 | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| 나는 현재 하는 일에 만족하고 있다 | 나는 현재 하는 일을 열정적으로 하고 있다 | 나는 현재 하는 일을 즐겁게 하고 있다 | 나는 현재 하는 일을 보람을 느끼면서 하고 있다 | 나는 현재 하는 일을 계속하고 싶다 | |
| 여성 | 0.029 | 0.052* | 0.085*** | 0.092*** | 0.028 |
| 연령 | 0.012 | 0.007 | 0.019 | 0.032** | 0.012 |
| 연령 제곱 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | -0.000** | 0.000 |
| 교양과목 도움(기준: (매우) 그렇지 않다) | |||||
| 보통이다 | -0.089** | -0.012 | -0.045 | -0.041 | -0.011 |
| (매우) 그렇다 | 0.070 | 0.176*** | 0.136*** | 0.179*** | 0.136*** |
| 거주지역(기준: 서울특별시) | |||||
| 부산광역시 | 0.030 | -0.009 | 0.054 | -0.037 | 0.055 |
| 대구광역시 | -0.020 | -0.031 | -0.059 | 0.004 | -0.036 |
| 대전광역시 | -0.120* | -0.028 | -0.082 | -0.083 | -0.074 |
| 인천광역시 | -0.037 | -0.023 | -0.029 | -0.149** | -0.063 |
| 광주광역시 | 0.069 | 0.141* | 0.138* | 0.086 | -0.018 |
| 울산광역시 | -0.038 | -0.108 | 0.005 | -0.089 | 0.071 |
| 경기 | 0.005 | 0.089** | -0.014 | -0.003 | 0.032 |
| 강원 | -0.103 | -0.119 | -0.138 | -0.108 | -0.163 |
| 충북 | -0.017 | 0.077 | 0.251*** | 0.107 | 0.114 |
| 충남 | 0.049 | 0.151* | 0.009 | 0.032 | 0.065 |
| 전북 | 0.091 | 0.115* | 0.088 | 0.068 | 0.037 |
| 전남 | -0.022 | 0.197** | 0.196** | 0.021 | 0.154* |
| 경북 | -0.031 | 0.122 | 0.054 | 0.068 | 0.001 |
| 경남 | 0.009 | -0.061 | 0.104* | -0.052 | 0.053 |
| 학력(기준: 전문대) | |||||
| 대학교 | 0.109*** | 0.136*** | 0.119*** | 0.129*** | 0.092*** |
| 대학원 | 0.257*** | 0.254*** | 0.250*** | 0.267*** | 0.224*** |
| 전공(기준: 인문계열) | |||||
| 사회계열 | -0.008 | -0.081* | -0.029 | -0.050 | -0.024 |
| 자연계열 | -0.047 | 0.003 | -0.023 | 0.014 | -0.014 |
| 공학계열 | -0.066* | -0.047 | -0.063 | -0.035 | -0.066* |
| 의학계열 | 0.079 | 0.034 | 0.044 | 0.095 | 0.038 |
| 사범계열 | 0.015 | -0.061 | -0.047 | 0.084 | 0.021 |
| 음악계열 | -0.068 | 0.061 | -0.035 | 0.08 | -0.087 |
| 미술계열 | 0.003 | -0.013 | -0.033 | -0.014 | -0.067 |
| 체육계열 | -0.081 | -0.059 | -0.042 | -0.024 | -0.08 |
| 기타 | -0.005 | -0.001 | -0.02 | -0.033 | -0.034 |
| 상수항 | 0.22 | 0.203 | -0.007 | -0.311 | 0.307 |
| 관측치 수 | 1326 | 1326 | 1326 | 1326 | 1326 |
| R2 | 0.075 | 0.101 | 0.102 | 0.126 | 0.079 |
2.4. 비인지적 능력에 미치는 영향
다음으로 교양교육에 대한 인식과 비인지적 능력 간의 관계를 추정하였다. 박철성⋅최강식(2022)이 비인지적 능력이 개인의 노동시장 성과에 미치는 영향을 분석한 바에 따르면 자존감과 통제소재(統制所在, locus of control)와 같은 비인지적 능력이 높은 사람의 임금이 그렇지 않은 사람의 임금보다 통계적으로 유의하게 높은 것으로 나타났다.3)
만약 교양교육의 중요성 인식이 비인지적 능력을 증가시킨다고 하면, 이렇게 배양된 비인지적 능력을 통하여 개인의 노동시장 임금을 높일 수 있다. 즉, 교양교육의 중요성 인식이 근로자 개인의 노동생산성에 직접적인 영향을 미치는 경로 이외에도, 비인지적 능력의 배양을 통하여 근로자의 노동생산성에 간접적인 영향을 미치는 경로가 존재할 수 있는 것이다.
그런데 한국노동패널 자료에서 비인지적 능력을 나타내는 변수는 자존감과 통제 소재 두 가지이다. 하지만 자존감은 청년만 대상으로 하여 조사되었으므로 관측치가 부족하여 부득이 본 연구에서는 통제소재와 교양교육에 대한 인식 간 관계를 통계적으로 분석하였다.
통제소재에 대한 인식은 한국노동패널 18차 조사에서 만 15세 이상의 모든 응답자에게 10개 문장에 대해 얼마나 동의하는지를 7점 척도로 조사하는 방식으로 이뤄졌다. 통제소재 조사에 사용된 10개의 문장은 다음과 같다. (1) 내 인생은 내가 하기 나름이다. (2) 다른 사람에 비하면 나는 성공하지 못한 사람이다. (3) 인생의 성공은 운명이나 행운에 더 많이 좌우된다. (4) 누구나 사회적, 정치적으로 참여하면 우리 사회의 변화에 나름대로 영향을 줄 수 있다. (5) 많은 경우 다른 사람이 내 인생을 좌지우지하는 느낌이다. (6) 누구나 성공을 하려면 열심히 노력해야 한다. (7) 살면서 어려운 일이 생기면 나 자신의 역량이 부족하다고 느낀다. (8) 내 인생의 기회는 무엇보다 내가 처한 사회적 여건에 좌우된다. (9) 선천적 재능이 개개인의 노력보다 더 중요하다. (10) 내 인생에서 일어나는 일들은 나도 어쩔 수 없는 경우가 많다.
이 문항의 응답에서 숫자가 클수록 통제소재가 자신에게 있다는 인식이 높도록 각 문항의 점수를 매겨서, 피조사자의 문항별 점수를 합한 후 평균이 0, 표준편차가 1이 되도록 표준화하여 통제소재 점수를 계산하였다.
본 분석에서는 KLIPS 11차 조사에서 응답한 교양교육에 대한 인식이 7년 뒤인 18차 조사에서 응답한 통제소재 점수와 어떻게 연관되는지를 추정하였다. <표 3>의 추정 결과에 따르면 전체적으로 교양교육에 대한 인식이 긍정적인 사람의 통제소재 점수는 약 0.15 표준편차 정도 높게 나타나며 통계적으로 유의하게 나타났다. 박철성⋅최강식(2022)의 추정 결과에 따르면 0.15 표준편차의 차이는 약 0.8%의 임금 격차를 불러오므로, 교양교육에 대한 인식의 차이에 따른 임금 격차(약 9%)의 10분의 1 정도는 통제소재 점수의 차이에서 온다고 할 수 있다.
<표 3>
교양과목에 대한 인식과 통제소재 점수 간 관계 추정 결과
| (가) 대학 성적 통제하지 않음 | (나) 대학 성적 통제함 | |
|---|---|---|
| 여성 | -0.024 | -0.026 |
| 연령 | 0.005 | 0.004 |
| 연령 제곱 | 0.000 | 0.000 |
| 거주지역(기준: 서울특별시) | ||
| 부산광역시 | -0.553*** | -0.549*** |
| 대구광역시 | -0.063 | -0.051 |
| 대전광역시 | -0.885*** | -0.878*** |
| 인천광역시 | -0.381*** | -0.381*** |
| 광주광역시 | -0.296** | -0.289** |
| 울산광역시 | -0.489*** | -0.490*** |
| 경기 | -0.329*** | -0.328*** |
| 강원 | -1.053*** | -1.047*** |
| 충북 | -0.373** | -0.367** |
| 충남 | 0.046 | 0.055 |
| 전북 | -0.309* | -0.311* |
| 전남 | 0.298* | 0.306* |
| 경북 | 0.123 | 0.129 |
| 경남 | -0.514*** | -0.508*** |
| 학력(기준: 전문대) | ||
| 대학교 | 0.138** | 0.134** |
| 대학원 | 0.293*** | 0.285*** |
| 대학 성적(기준: A+/A) | ||
| B+/B | -0.008 | |
| C+ 이하 | -0.164 | |
| 전공(기준: 인문계열) | ||
| 사회계열 | -0.122 | -0.123 |
| 자연계열 | 0.126 | 0.126 |
| 공학계열 | -0.050 | -0.048 |
| 의학계열 | 0.098 | 0.094 |
| 사범계열 | 0.070 | 0.067 |
| 음악계열 | 0.040 | 0.035 |
| 미술계열 | 0.075 | 0.076 |
| 체육계열 | 0.292 | 0.299 |
| 기타 | 0.114 | 0.109 |
| 교양과목 도움(기준: (매우) 그렇지 않다) | ||
| 보통이다 | 0.155** | 0.147** |
| (매우) 그렇다 | 0.156** | 0.143* |
| 상수항 | 0.123 | 0.176 |
| 관측치 수 | 1726 | 1726 |
| R2 | 0.085 | 0.086 |
3. 요약 및 함의
이 연구에서 우리는 교양교육 중요성 인식이 대학 졸업 후 개인의 노동시장 성과에 어떤 영향을 미치는지를 실증적으로 분석하였다. 그 결과를 보면 첫째, ‘대학의 교양과목이 직장생활에 도움이 되었다’라고 응답한 근로자들은‘그렇지 않다’라고 응답한 근로자보다 평균 9% ~ 13% 정도 시간당 임금이 높았다. 둘째, 교양교육에 대한 인식이 직무 만족도와 어떻게 연관되어 있는지를 회귀 분석한 결과 교양교육이 직장생활에 도움이 되었다고 인식하는 사람은 전반적인 직무 만족도가 높고, 자신이 하는 일에 대한 가치를 높이 평가하는 것으로 나타났다. 셋째, 비인지적 능력의 척도 중 하나인 통제소재와 교양교육에 대한 인식 간의 관계를 회귀 분석한 결과 교양교육에 대한 인식이 긍정적인 사람의 통제소재 점수는 약 0.15 표준편차 정도 높게 나타나며 이 크기는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 기존 연구에 따르면 0.15 표준편차의 차이는 약 0.8%의 임금 격차를 불러오므로, 교양교육에 대한 인식의 차이에 따른 임금 격차(약 9%)의 10분의 1 정도는 통제소재 점수의 차이에서 온다고 할 수 있다.4)
대학의 교양교육 목적이 개인의 경제적 성취를 증진하기 위함은 물론 아니다. 그러나 본 연구의 실증분석 결과에 따르면 교양교육의 목적이 달성되면 노동시장에서 개인의 경제적 성취와 직무 만족도가 높아지는 것으로 나타났다. 그렇다면 교양교육의 어떤 특성이 개인의 노동시장 성과와 직무 만족도를 높이는 것일까?
교양교육이 개인의 노동시장 성과를 높이는 경로는 두 가지로 파악할 수 있다. 하나는 개인의 인지적 능력을 향상하여 생산성을 높이는 경로이다. 인지적 능력이 향상되면 개인의 노동시장 성과는 올라가게 되는데 기존의 많은 국내외 연구가 실증적으로 이를 보여주고 있다.5) 하지만 개인의 인지적 능력은 비단 교양교육만으로 배양되는 것은 아니라 전공 교육을 통해서도 길러진다. 그런데도 교양교육이 중요하다고 주장하는 이유는 환경의 변화에 있다. 현대 사회가 점점 더 불확실성의 시대로 들어가고 있고, 환경변화가 빠르게 일어나고 있어서 윤우섭 외(2019)에서 지적한 바와 같이 직업 세계에서도 잦은 직장 이동이 일어나게 된다. 따라서 특정한 분야의 전공 지식은 쉽게 진부화되기 쉽다. 반면에 손동현(2019)은 교양교육을 통한 지혜 교육이 정보화 및 세계화 시대의 지적 지형에 적합하다고 주장한다. 현대 사회는 기계론적인 물리학적 세계상에서 벗어나 유기론적인 생물학적 세계상을 토대로 하고 있으며 정적(static)인 상태에서 동적(dynamic)인 상태로 변화하면서, 분석적⋅추론적 탐구를 넘어 총체적⋅직관적 파악이 중요함을 강조한 것이다. 이러한 관점은 불확실성이 높은 환경에서 교육의 효과가 더 크게 나타나고, 그중에서도 교양교육의 역할이 더 중요하다는 기존의 연구 결과와 일맥상통한다.6)
교양교육이 개인의 노동시장 성과를 높이는 두 번째 경로는 비인지적 능력의 향상을 통하여 성과를 높이는 경로이다. 즉, 교양교육의 중요성 인식이 비인지적 능력의 향상을 가져오고, 이어서 비인지적 능력의 향상이 개인의 임금에 긍정적 영향을 미치기 때문이다.
결론적으로 보면 안정적인 환경하에서 보다 변화하는 환경에서 교양교육의 역할은 더 중요해진다. 그리고 학생들이 변화에 잘 적응할 수 있도록 준비시킨다는 교양교육의 목적이 달성되면, 학생들은 급격한 기술 진보와 불확실성 시대에 노동시장에서 잘 적응하여 높은 경제적 성취를 이루게 될 것이다.7)
이 연구에서는 교양교육의 중요성과 노동시장에서의 성과를 분석하였으나, 자료의 제약으로 인한 한계가 있다. 이 연구에서 사용한 「한국노동패널」 11차 부가 조사의 내용만으로는 충분한 함의를 도출하는데 한계가 따른다. 특히 교양교육의 중요성에 대한 인식에 대한 자료는 있으나 개인이 받은 교양교육의 내용에 대한 정보는 없으므로 교양교육의 내용이 어떤 영향을 주는지를 직접 분석하기는 어렵다. 그러므로 향후 이와 관련된 추가적 정보를 구축하는 노력과 고민이 필요할 것이다. 또한 교양교육의 중요성에 대한 인식이 임금이나 직무 만족도, 통제소재에 미치는 영향의 경로에 관한 추가 연구도 필요하다고 본다.
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