Exploration of Factors Influencing the Satisfaction of Liberal Arts Education in the Organizing and Operating of Liberal Arts Education in a Junior College

영빛 문

doi:10.46392/kjge.2023.17.6.283

Korean J General Edu > Volume 17(6); 2023 > Article

전문대학 교양교육과정 편성 및 운영 요인의 교양교육 만족도 영향 요인 탐색

General Paper

Korean Journal of General Education 2023;17(6):283-296.

Published online: December 31, 2023

DOI: https://doi.org/10.46392/kjge.2023.17.6.283

전문대학 교양교육과정 편성 및 운영 요인의 교양교육 만족도 영향 요인 탐색

문영빛

경남정보대학교, 교양교육센터장, mybit@eagle.kit.ac.kr

Exploration of Factors Influencing the Satisfaction of Liberal Arts Education in the Organizing and Operating of Liberal Arts Education in a Junior College

Young-bit Moon

Director of Liberal Arts Education Center, Kyungnam College of Information & Technology

Received November 20, 2023 Revised December 12, 2023 Accepted December 18, 2023

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Abstract

본 연구에서는 교양교육의 개발⋅편성, 운영, 시설 등과 같은 대학 차원의 변인이 학생들의 수업태도나 역량함양 정도에 대한 인식을 통해 교양교육과정의 만족도에 어떤 영향을 미치는지 확인해보고자 한다. 이를 위해 한 전문대학의 재학생들을 대상으로 설문을 진행하였으며, 설문은 수요반영, 교육과정 편성 및 강좌 구성, 교수학습 및 평가방법, 지원시설, 수업참여태도, 역량향상 도움 인식, 만족도로 구성하였다. 이 변인 간의 관계를 확인하고자 측정모형과 구조모형의 적합성 및 타당도를 검토한 후 구조방정식모형을 활용하여 분석하였다. 그 결과 교양교육에 대한 만족도에 직접적 영향을 미치는 변인으로는 교수학습 및 평가방법, 지원시설, 역량향상 도움 인식이 있었으며, 수요반영, 교육과정 편성 및 강좌 구성, 수업태도는 간접적으로 영향을 미치고 있었다. 학생들과 직접적으로 맞닿아 있다고 볼 수 있는 교수학습 및 평가방법과 지원시설 부분은 교양교육 만족도에 비교적 큰 영향 요인으로 판단된다. 그럼에도 더 나은 교양교육을 위해서는 대학 차원에서 교양교육 운영 전반을 고르게 신경 쓸 필요가 있을 것이다.

주제어: 교양교육 만족도; 전문대학 교양교육과정 편성; 영향요인탐색; 구조방정식모형

Abstract

This study aims to determine how the college-authorities level variables such as the development, organization, operation, and facilities of liberal arts education affect students’ satisfaction of liberal arts education courses through their class participation attitude and the degree of their competency improvement. For this purpose, a survey was conducted among students at a vocational college. The questionnaire covered of demand reflection, curriculum organization, course composition, teaching and learning and evaluation methods, support facilities, class participation attitude, perception of competency improvement, and satisfaction. To check the relationship between these variables, we examined the fitting and validity of the measurement model and structural model, and then analyzed them using the structural equation model. The results showed that teaching and learning and evaluation methods, support facilities, and perception of competency improvement were variables that directly affected student satisfaction of liberal arts education. At the same time, the results also showed that demand reflection, curriculum organization, course composition, and instructional attitude were indirectly affected. Teaching and learning, and assessment methods and support facilities, which are directly related to students, seem to have a relatively large impact on student satisfaction with liberal arts education. Nevertheless, in order to improve liberal arts education, more attention to its overall operation practices at the college-authorities level is necessary.

Keywords: Satisfaction of Liberal Arts Education; Organizing Liberal Arts Education in A Junior College; Exploration of Effect Factors; Structural Equation Model(SEM)

1. 서론

대학의 교양교육은 관점에 따라 다양하게 정의될 수 있지만, ‘주체적 인격의 삶’(허영주, 2017: 16)이라는 교육적 본질에 더 가까이 가야한다는 본질적 차원과 사회적 현실이 반영되어야 한다는 도구적 차원으로 구분해볼 수 있다. 어떤 차원의 접근이든 결국 교육적 효과성을 갖추어야 할 것이며, 이는 교수자와 학습자를 연결해주는 교육과정(백승수, 2019: 101)으로 구현된다. 이렇게 구현된 교육과정은 실제적 측면에서 교수자의 역량, 강의 운영 그리고 교육 환경 등에 의해 효율성을 제고할 수 있다. 좋은 교육과정이라면 앞서 언급한 요인들의 체계적이고, 유기적인 구성에 의해서 가능할 것이다. 교양교육과정도 그러하다.

교양교육과정이 성공적으로 운영되었는지 확인하기 위해 학생들의 만족도는 중요한 지표가 된다. 물론 교양교육과정의 효과로 학생 역량 함양 및 제고, 성취도, 만족도 등 다양한 변인들을 고려할 수 있다. 그럼에도 교양교육 만족도는 교양교육의 성과로 보는 주요 요소로 활용되고 있으며, 동시에 학생들의 정의적 측면의 성과로도 이해할 수 있기 때문이다.

대학은 성공적 교양교육과정을 위해 교양교육과정 전반에 대한 책임을 갖는다. 사회적 변동이 큰 상황에 따라 필요성이 대두되고 있는 교양교육은 대학을 평가하는 항목에도 포함되어 있기에 더욱 중요하다 할 수 있다. 더욱이 교양교육에 대한 만족도는 학생들의 학업중단의사를 낮추고, 대학몰입을 높이는 변인(이은준, 2017)이기에 입학자원의 감소, 높아지고 있는 탈락률 등으로 위기 상황을 맞딱드린 대학은 최선의 노력이 동반되어야 할 것이다.

이런 이유에서인지 교양교육을 어떻게 개발⋅편성(문영빛, 김신곤, 2023; 박주호, 유기웅, 2014; 박혜정, 2018; 손종현, 지정민, 2013; 이수현, 2020)하고 운영(권현용, 2019; 김혜경 외, 2019; 남식용, 이병철, 2009; 이청민 외, 2020; 정경미 외, 2017)하면 좋을지에 대한 연구들은 종종 이루어지고 있지만, 대학 차원에서 어떤 부분을 중요하게 살펴볼 필요가 있는지에 대한 연구는 학생이나 교수의 인식을 확인하는 정도로 그치는 경우가 대부분이다. 또 이런 연구들은 개발⋅편성과 운영 중 하나만이 주요한 관심 영역으로 설정되어 연구를 진행하기도 한다. 대학에서의 충실한 교양교육을 이끌어가기 위해서는 개발⋅편성과 운영 같은 교양교육 전반에 관심을 가지고, 기존의 연구들에서 더 나아가 조사된 변인 간의 관계성을 탐색할 때, 대학 교육과정 차원의 행정적 의미를 찾아가는 데 더 도움을 줄 수 있을 것이다.

대학에서는 교양교육의 교육과정을 만들어가는 것과 만들어진 교육과정을 실행⋅운영하는 것 중 어떤 영역에서 중요한 요인들이 있고, 어떤 관계를 가지고 있는지 확인하는 것은 행정 차원에서 운영의 묘를 살릴 수 있는 방안을 탐색하기 위한 기초 자료로 활용될 수 있다. 그런 점을 염두에 두고, 개발⋅편성과 운영을 모두 관심을 가지고, 동시에 영향요인을 탐색하고자 한 연구들도 찾아볼 수 있다. 먼저 유기웅, 신원석(2012)의 연구를 살펴보면, 4년제 대학생들에게 온라인으로 설문을 진행하여 3,000여명의 응답을 통해 교양교육 만족도가 교육과정 편성 및 강좌 구성, 지원 시설, 교수학습 및 평가방법, 개인 능력 신장, 강의 선택 기준이 영향요인임을 통계적으로 확인하였다. 김무영, 김민영(2020)의 연구는 한 대학의 재학생 589명의 응답을 분석하여 교육과정 내용 및 강사 전문성, 교수학습 및 평가 방법, 강의의 효과가 교양교육의 만족도를 높이는 요인인 것으로 밝히고 있다. 신원석, 박인우(2012)는 직접적인 행정 당사자인 학사행정관리자에게 설문을 진행하여 교양교육과정 만족도 영향요인을 분석하여 강좌구성, 지원시설, 강좌운영방식 등이 교양교육과정 만족도에 영향을 미친다는 결과를 도출하기도 하였다.

해당 연구들은 모두 대학 차원에서 교양교육을 위해 노력해야 할 부분이 무엇인지 조금 더 명확하게 해주고 있다는 점에서 공통점이 있다. 무엇보다 교양교육 운영 중 교육과정의 편성 및 구성이 어떠한지가 가장 큰 영향요인으로 나타나고 있어 교육과정의 중요성을 확인할 수 있게 해준다. 교내 시설 등과 같은 교육과정 외적 요인들도 영향을 미치고 있다는 점도 간과해서는 안될 것이다. 그렇지만 교양교육과 관련한 시스템이나 제도가 변화하는 것이 만족도의 직접적 변화로 이어진다고 보는 것은 약간 무리가 있어보인다. 실제적으로 발생한 제도의 변화로 인해 영향을 받는 학생들의 태도, 인식 등에서 발생된 변화가 만족도의 변화로 이어지게 된다고 보는 것이 조금 더 타당할 것이다. 이와 관련하여 학생들과 조금 더 직접적 관련을 가지면서 교양교육 만족도에 영향을 미치는 요인을 찾아보면, 학습태도(이영주, 김동심, 2022; 정연재, 주소영, 2019)와 학습의 성과(김남희, 정미애, 2018; 백평구, 2012)가 유의미한 것으로 연구되고 있다. 이런 변인들이 교양교육의 행정적 측면과 교양교육 만족도 사이를 연결해주는 변인으로 작동할 수 있을 것이다.

이에 따라 본 연구에서는 교양교육의 개발⋅편성, 운영, 시설 등과 같은 대학 차원의 변인과 그로 인한 학생들의 태도나 인식의 변화가 교양교육과정의 만족도에 어떤 영향을 미치는지 확인해보고자 한다. 그리고 이를 통해 대학 차원의 교양교육과정 운영 상의 시사점을 찾아보고자 한다. 이런 연구의 목적을 달성하기 위해 앞서 언급한 여러 변인들을 교양교육의 수요자이자 수혜자인 학생들에게 묻고, 이를 구조적으로 살펴본다. 구조적 분석을 통해 교양교육의 성공적 운영을 위한 대학 차원의 시도나 노력의 단초를 찾고, 조금은 더 명확한 정보로 활용될 수 있을 것이다.

2. 연구 방법

2.1. 설문대상

본 연구에서는 한 전문대학의 교양교육 교육과정 개편을 위해 재학 중인 학생들을 대상으로 진행되었으며, 특정 과에 응답이 편중 되지 않도록 과별 인원에 따라 분배하여 배분한 후 회수하는 방식으로 진행되었다. 설문에 응답한 학생은 총 1,439명이었으며 재학생의 인구통계학적 특성은 <표 1>과 같다.

<표 1>

응답 학생의 인구통계학적 특성

구분		인원	백분율(%)	구분		인원	백분율(%)
학년	1	804	57.4	성별	여	771	53.7

	2	509	36.4		남	665	46.3

	3	76	5.4	연령	25세 미만	1,286	90.0

	4	11	0.8		25세 이상	143	10.0

2.2. 설문 내용 및 자료 분석 방법

설문 문항의 영역은 수요반영, 교육과정 편성 및 강좌 구성, 교수학습 및 평가방법, 지원시설, 수업참여태도, 역량향상, 만족도로 구성하였다. 각 영역별로 고유값을 확인하고, 적정 요인 수를 확인한 결과 모두 1개가 적절한 것으로 나타나 각 요인들의 모든 문항을 그대로 사용하였다. 각 문항별 기초통계량을 살펴보면 평균은 3.67~4.02, 표준편차는 .84~.95, 왜도는 절대값으로 .07~.53, 첨도는 절대값으로 .14~.49으로 분포되어 있어 정규성 가정을 만족하고 있는 것으로 볼 수 있다. 영역별 문항 신뢰도(Cronbach’ α)는 모두 0.95 이상으로 나타났다. 문항의 구체적 내용과 신뢰도 값은 <표 2>와 같다.

<표 2>

설문 문항 내용과 기술통계량 및 신뢰도

요인	문항 내용	평균	표준편차	왜도	첨도	신뢰도(α)
수요반영	교양교육과정에 학습자 특성 및 요구 반영	3.76	0.93	-0.31	-0.21	0.954

	교양교육과정에 학과 특성 및 필요 반영	3.79	0.92	-0.34	-0.20

교육과정 편성 및 강좌 구성	다양한 교양강좌 개설	3.67	0.89	-0.15	-0.18	0.982

	적절한 학급 당 학생 수	3.77	0.84	-0.11	-0.29

	교양강좌의 개설 수	3.73	0.88	-0.20	-0.20

	적당한 졸업학점	3.78	0.86	-0.16	-0.27

	실용적 교육과정	3.71	0.90	-0.19	-0.24

	전공교육과정보다 쉬움	3.79	0.85	-0.19	-0.16

	다양한 경험 제공	3.73	0.88	-0.19	-0.14

	학생 요구 반영	3.70	0.92	-0.20	-0.32

	진로 연계성	3.68	0.90	-0.12	-0.39

	전공 관련성	3.68	0.90	-0.14	-0.33

	취업에 실질적 도움	3.69	0.90	-0.19	-0.27

	단계별/수준별 교과목 구성	3.73	0.87	-0.11	-0.28

	이론과 실습의 적절한 배분	3.73	0.89	-0.14	-0.29

	기초학문분야 중심 구성	3.73	0.87	-0.10	-0.31

	학문적 가치와 실용적 가치의 균형	3.73	0.88	-0.11	-0.34

교수학습 및 평가방법	명확한 교과 목표	3.79	0.85	-0.07	-0.47	0.982

	교과 목표에 맞는 운영	3.80	0.85	-0.14	-0.35

	월활한 상호작용	3.78	0.85	-0.11	-0.36

	평가는 교과의 목적과 내용에 적합	3.79	0.86	-0.12	-0.40

	명확한 평가 기준	3.80	0.85	-0.14	-0.40

	교수자의 충분한 학습자료 제공	3.80	0.86	-0.13	-0.42

	다양한 수업방법 활용	3.79	0.87	-0.15	-0.36

	다양한 강의 매체 활용	3.83	0.85	-0.13	-0.49

	수업 시간 외 교수와 원활한 의사소통	3.81	0.88	-0.21	-0.33

	과제에 대한 적절한 피드백 제공	3.79	0.88	-0.17	-0.38

	학생들 간의 소통 기회	3.79	0.87	-0.15	-0.38

지원시설	강의실에는 멀티미디어 시설	3.79	0.88	-0.22	-0.27	0.956

	온라인강의에 대한 지원	3.77	0.87	-0.19	-0.18

	온라인학습지원시스템(LMS) 구비	3.82	0.87	-0.25	-0.19

	교내 인터넷 환경	3.76	0.92	-0.25	-0.25

수업참여태도	성실한 수업 참여	4.00	0.89	-0.48	-0.32	0.959

	충실한 예습⋅복습	3.84	0.95	-0.34	-0.49

	수업 중 질의응답 및 토론에 적극 참여	3.87	0.94	-0.35	-0.48

	충실한 과제 수행	4.02	0.90	-0.53	-0.30

	강의 시간에 집중	4.00	0.89	-0.46	-0.36

역량향상 도움 인식	현장중심 직무역량을 향상에 도움	3.78	0.89	-0.19	-0.33	0.973

	창의⋅인성역량 향상에 도움	3.80	0.87	-0.21	-0.27

	융⋅복합연계 기술역량 향상에 도움	3.80	0.87	-0.16	-0.32

	해외취업 글로벌역량 향상에 도움	3.78	0.89	-0.18	-0.34

	맞춤형 취⋅창업역량 향상에 도움	3.80	0.89	-0.20	-0.39

만족도	교양교육과정의 체계적 구성 만족	3.81	0.86	-0.14	-0.39	0.967

	교양교육과정 운영 만족	3.83	0.86	-0.17	-0.38

	교양교육과정 중 대면 수업 만족	3.81	0.90	-0.27	-0.26

	교양교육과정 중 비대면 수업 만족	3.86	0.87	-0.23	-0.35

	교양교육과정에 대한 전반적 만족	3.82	0.87	-0.19	-0.35

본 연구에서는 구조방정식모형을 이용하여 각 요인들과 교양교육 만족도 간의 관계에 대한 구조적 분석을 진행한다. 구조방정식모형은 직접적인 측정이 어려운 잠재변수(latent variable) 간의 영향관계를 분석하기 위한 다변량 통계분석 기법으로 요인분석과 회귀분석의 특성을 결합하여 분석하려는 모델의 적합도를 확인하고, 모델 속 잠재변수 간의 관계를 경로계수를 통해 확인할 수 있는 통계적 방법을 말한다(곽기영, 2019, pp. 2-7). 본 연구에서 구조방정식모형 및 기타 통계는 R 4.1.0을 활용하였으며, 구조방정식모형을 위해 lavaan 패키지에 포함되어 있는 함수를 활용하였다.

3. 연구결과

3.1. 측정모형 평가: 확인적 요인분석

확인적 요인분석을 통해 각 요인들을 구성하는 문항들의 요인적재량을 확인하고, 모형의 적정성을 검정하고자 한다. 각 요인의 문항별 모수추정치에 대해 검정한 결과 모든 문항에서 유의한 것으로 확인되었다. 모수추정치와 유의도를 확인하면 <표 3>과 같다.

<표 3>

측정모형의 추정 결과

요인	문항 내용	B	S.E.	Beta	Sig.
수요반영	교양교육과정에 학습자 특성 및 요구 반영	1.000	0.000	0.949

	교양교육과정에 학과 특성 및 필요 반영	1.005	0.020	0.961	***

교육과정 편성 및 강좌 구성	다양한 교양강좌 개설	1.000	0.000	0.839

	적절한 학급 당 학생 수	0.948	0.023	0.849	***

	교양강좌의 개설 수	1.023	0.024	0.869	***

	적당한 졸업학점	0.969	0.024	0.845	***

	실용적 교육과정	1.055	0.024	0.882	***

	전공교육과정보다 쉬움	0.948	0.024	0.834	***

	다양한 경험 제공	1.054	0.023	0.897	***

	학생 요구 반영	1.100	0.024	0.900	***

	진로 연계성	1.086	0.023	0.909	***

	전공 관련성	1.080	0.024	0.900	***

	취업에 실질적 도움	1.071	0.024	0.886	***

	단계별/수준별 교과목 구성	1.060	0.022	0.914	***

	이론과 실습의 적절한 배분	1.088	0.023	0.918	***

	기초학문분야 중심 구성	1.069	0.022	0.920	***

	학문적 가치와 실용적 가치의 균형	1.066	0.023	0.915	***

교수학습 및 평가방법	명확한 교과 목표	1.000	0.000	0.897

	교과 목표에 맞는 운영	1.019	0.018	0.912	***

	월활한 상호작용	1.027	0.018	0.919	***

	평가는 교과의 목적과 내용에 적합	1.035	0.018	0.916	***

	명확한 평가 기준	1.018	0.018	0.908	***

	교수자의 충분한 학습자료 제공	1.038	0.018	0.917	***

	다양한 수업방법 활용	1.042	0.018	0.916	***

	다양한 강의 매체 활용	1.016	0.018	0.912	***

	수업 시간 외 교수와 원활한 의사소통	1.052	0.019	0.912	***

	과제에 대한 적절한 피드백 제공	1.053	0.019	0.910	***

	학생들 간의 소통 기회	1.034	0.019	0.908	***

지원시설	강의실에는 멀티미디어 시설	1.000	0.000	0.907

	온라인강의에 대한 지원	1.036	0.016	0.953	***

	온라인학습지원시스템(LMS) 구비	1.015	0.017	0.932	***

	교내 인터넷 환경	1.027	0.019	0.892	***

수업참여태도	성실한 수업 참여	1.000	0.000	0.910

	충실한 예습⋅복습	1.026	0.020	0.871	***

	수업 중 질의응답 및 토론에 적극 참여	1.041	0.019	0.894	***

	충실한 과제 수행	1.022	0.017	0.920	***

	강의 시간에 집중	1.039	0.016	0.942	***

역량향상 도움 인식	현장중심 직무역량을 향상에 도움	1.000	0.000	0.926

	창의⋅인성역량 향상에 도움	1.003	0.014	0.944	***

	융⋅복합연계 기술역량 향상에 도움	1.005	0.014	0.949	***

	해외취업 글로벌역량 향상에 도움	1.017	0.015	0.939	***

	맞춤형 취⋅창업역량 향상에 도움	1.012	0.016	0.930	***

만족도	교양교육과정의 체계적 구성 만족	1.000	0.000	0.940

	교양교육과정 운영 만족	1.004	0.014	0.945	***

	교양교육과정 중 대면 수업 만족	1.008	0.016	0.904	***

	교양교육과정 중 비대면 수업 만족	0.974	0.016	0.901	***

	교양교육과정에 대한 전반적 만족	1.006	0.015	0.931	***

※

^*** p < 0.001

이 측정모형의 적합도 지표를 확인해보면, 표본 크기에 민감한 (Kline, 2005)과 /df를 제외한 다른 지표에서는 충족될만한 수준으로 확인되어 측정 모형을 활용하는 것에 문제는 없는 수준으로 판단된다. 적합도 지표는 <표 4>와 같다.

3.2. 측정모형의 타당도

측정모형의 타당도 확인을 위해 평균분산추출(AVE)과 요인 간 상관계수 및 평균분산추출의 제곱근을 확인하였다. 평균분산추출(AVE)을 확인해보면, 0.5이상으로 집중타당도를 충족한 것으로 볼 수 있으며, 요인 간 상관계수와 을 을 비교해본 결과 교수학습-편성, 만족도-지원시설, 만족도-역량향상에서 요건을 달성하지 못하여 판별타당도는 부분적으로 충족한 것으로 보인다(곽기영, 2019, pp. 20-21). 상관관계, 평균분산추출(AVE), 평균분산추출의 제곱근(Square Root AVE)은 <표 5>에서 확인할 수 있다.

<표 4>

측정모형의 모형 적합성

적합도 지표		df	p-value	TLI	CFI	RMSEA
값	8979.059	1013	0.000	0.919	0.924	0.074

<표 5>

요인 간 상관관계 및 요인의 평균분산추출과 평균분산추출의 제곱근

	수요반영	편성	교수학습	지원시설	수업참여	역량향상	Square Root AVE	AVE
수요반영	1						0.954	0.911

편성	0.588	1					0.886	0.785

교수학습	0.592	0.938	1				0.912	0.831

지원시설	0.567	0.849	0.866	1			0.921	0.847

수업참여	0.464	0.672	0.694	0.689	1		0.907	0.822

역량향상	0.578	0.869	0.864	0.875	0.692	1	0.938	0.879

만족도	0.572	0.873	0.886	0.930	0.699	0.925	0.924	0.853

3.3. 구조모형 분석

요인적재치는 최대우도법(ML)을 사용하였으며, 구조모형의 적합도를 확인하기 위해 측정모형의 적합도를 확인했던 것과 마찬가지로 , df, p-value, TLI, CFI, RMSEA를 확인하였으며, 확인 결과 측정모형과 비슷한 수치를 보이며, 과 /df를 제외한 다른 지표에서는 충족될만한 수준으로 나타났다. 최초 모형(모형1)은 교양 만족도에는 모든 변인이 연결되고, 수요반영, 교육과정 편성, 교수학습 및 평가, 지원 시설은 이외의 모든 변인에 연결되고, 수업태도가 역량향상 도움에 연결되었다. 최초 모형(모형1)을 실행하였을 때, 유의미하지 않은 경로들이 있었으며, 이들을 삭제하고 모형을 수정(모형2)한 후 다시 실행하였다. 모형2는 모든 경로가 유의하게 나타났으며, 모형 적합도도 미세하게 나아진 것으로 나타났다. 모형1과 모형2은 [그림 1]에서 확인할 수 있으며, 각 모형의 적합도 지수는 <표 6>에서, 그리고 각 모형의 회귀계수는 <표 7>에서 확인할 수 있다.

[그림 1]

최초 구조모형(모형1)과 수정 구조모형(모형2)

<표 6>

구조모형의 모형 적합성

적합도 지표		df	p-value	TLI	CFI	RMSEA
모형1	9057.105	1013	0.000	0.917	0.922	0.076

모형2	9064.153	1018	0.000	0.917	0.922	0.075

<표 7>

구조모형의 회귀계수 추정치

Independent	Dependent	회귀계수		p-value		Sig.

		모형1	모형2	모형1	모형2	모형1	모형2
수요 반영	교양 만족도	-0.007		0.582

교육과정 편성	교양 만족도	0.021		0.508

교수학습 및 평가	교양 만족도	0.131	0.149	0.000	0.000	***	***

지원시설	교양 만족도	0.446	0.450	0.000	0.000	***	***

역량향상 도움	교양 만족도	0.397	0.403	0.000	0.000	***	***

수업태도	교양 만족도	0.015		0.278

수요 반영	수업태도	0.048		0.058

교육과정 편성	수업태도	0.079		0.223

교수학습 및 평가	수업태도	0.307	0.391	0.000	0.000	***	***

지원시설	수업태도	0.328	0.351	0.000	0.000	***	***

수요 반영	역량향상 도움	0.095	0.096	0.000	0.000	***	***

교육과정 편성	역량향상 도움	0.046	0.045	0.004	0.005	**	**

교수학습 및 평가	역량향상 도움	0.319	0.320	0.000	0.000	***	***

지원시설	역량향상 도움	0.117	0.117	0.008	0.008	**	**

수업태도	역량향상 도움	0.411	0.410	0.000	0.000	***	***

※

^*** p < 0.001,

^** p < 0.01

모든 내생변수의 R² 을 확인하였을 때, 수업태도는 .514, 역량향상 도움은 0.830, 교양 만족도는 .923으로 계산되었다. 이는 모형에 활용한 요인들로 인해 교양 만족도가 92.3% 설명되는 것으로 해석할 수 있어 변수들이 대부분의 교양 만족도를 설명하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 최종 모형(모형2)의 경로별 회귀계수를 그림으로 확인하면, [그림 2]와 같다.

[그림 2]

최종 구조모형 경로 및 경로계수

4. 결론 및 논의

4.1. 결론

본 연구는 재학생을 대상으로 설문을 진행하여 교양교육 만족도와 관련된 대학 교양교육의 행정적 요인과의 관계를 학생의 태도나 인식과 연계하여 살펴보았다. 이를 통해 확인된 내용을 정리하면 다음과 같다.

교양교육의 만족도에 직접적 영향을 미치는 요인은 대학 교양교육 관련 행정적 요인 중 교수학습 및 평가, 지원시설이 있었고, 학생의 태도나 인식 중에는 학생의 역량향상 도움이 있었다. 그 중 영향의 정도가 가장 큰 요인은 지원 시설(.450)이며, 역량향상 도움(.403)이 그 다음이고, 교수학습 및 평가(.149)가 가장 낮게 나타났다. 이는 유기웅, 신원석(2012)의 연구와 김무영, 김민영(2020)의 연구에서 유의미한 변인이라고 확인된 변인이 거의 같다. 그러나 교육과정 편성 및 강좌 구성이 교양 만족도에 유의미한 변인이 되지 못한 점과 유의미한 영향을 미친 변인들 사이에서 영향 정도에서는 차이가 있다.

먼저 교육과정 편성 및 강좌 구성이 유기웅, 신원석(2012)의 연구와 김무영, 김민영(2020)의 연구에서 모두 가장 큰 영향 정도를 보였던 변인임에도 본 연구 결과에서는 유의미한 영향 정도를 보이지 못했던 것은 의외의 부분으로 볼 수 있다. 교육과정 편성 및 구성은 학생들의 선택의 폭을 넓히고, 학습동기나 욕구를 충족시켜줄 수 있는 좋은 방법이기 때문이다. 또한 두 연구 외에도 교육과정 편성과 관련한 연구들이 다수 진행된 것은 그 만큼 교육과정의 편성 및 구성이 갖는 의미가 작지 않다는 것으로 볼 수 있다. 그럼에도 이런 결과가 나온 것은 대학의 교양교육시스템의 변화로 인해 대학생의 만족도가 향상되었다는 정경미 외(2017)의 연구의 내용으로 일부 설명이 가능할 것으로 보인다. 즉 대학의 환경이나 시스템의 차이로 교양교육에 대한 만족도가 달라질 수 있다는 것이다. 유기웅, 신원석(2012)과 김무영, 김민영(2020)의 연구의 대상이 4년제 대학이며, 본 연구에서는 전문대학이 연구 대상이었다는 점을 염두에 둘 필요가 있는 것이다. 4년제 대학의 경우 교양교육 수강을 위해 전문대에 비해 상대적으로 자율적이며 수강하는 학점도 많을 것(권준원, 2019; 임선애, 김상운, 2018)으로 예상해볼 수 있다. 상대적으로 전문대학의 학생들에게 교육과정의 편성과 구성의 의미가 상대적으로 작게 이해될 수 있다는 점이 결정적인 원인이라고 진단해볼 수 있는 대목이다.

다음으로 학생들의 역량향상에 도움이라는 개인 능력 신장(유기웅, 신원석, 2012)이나 수업효과(김무영, 김민영, 2020)와 비슷한 요인이 비교적 큰 영향력을 보인 것에 주목해볼 필요가 있다. 이는 학생들이 전공기초 지식이나 취업에 필요한 지식⋅기술이 교양교육의 목표로 인식(신철균 외, 2020; 박민정, 2023)하고 있으며, 수업내용을 이해하고, 자신의 지식, 능력의 개발, 기술성취감 등과 같은 학생의 요구가 큰 것(윤유진, 2020, pp. 323)에 기초하여 해석해볼 수 있다. 즉 교양교육을 실용적 차원으로 인식하는 학생들의 경향성(박주호, 유기웅, 2014)이 있으며, 학생들은 현실적 필요가 큰 것에 더 관심을 가지고, 이를 충족시켜줄수록 만족스러움을 느낄 수 있다는 것이다. 여기에서 실용적 차원은 직업적 기능의 함양에만 그치는 것은 아니다. 융합성, 연결성, 지능성이 극대화된 현재의 사회에서 취업자들의 전공-직업 정합성은 낮아지고 있는 현실은 교양교육의 적합성을 증대시키고 있으며(홍석민, 2022), ‘특정 분야의 기성 지식’보다 ‘보편 지성교육’이 ‘전문 직업교육’을 위해서도 필수적 부분이 될 수 있다(손동현, 2010, pp. 24). 즉 교양교육의 유용성과 관련한 역량향상도 직업적 역량에만 국한되는 것이 아니라 삶 전반을 고려한 일반적 역량을 포함하게 되는 것이라 할 수 있다.

이런 관점에 입각하면, 전문대학의 교양교육에서 학생들의 삶 전반에 실질적 도움을 제공할 수 있는 역량의 함양이 필요하다는 방향성도 고려해야 할 것이다. 이는 교양교육의 행정적 요인 전반이 역량향상 도움과 유의미한 관계를 가진다는 점과 연계하여 생각해봐야 할 것이다. 즉 학습자와 학과의 수요를 반영한 풍성한 교육과정의 편성과 강의의 내용 및 운영의 변화가 강의 관련 시설 및 설비와 함께 연계될 때, 시너지가 발생할 수 있다는 것이다. 이때 지원 시설은 교양교육의 만족도 제고에 가장 큰 영향 관계를 가지고 있다는 점이 함께 고려된다면, 교양교육 운영에 있어 지원 시설 마련의 필요성도 증대될 수 있을 것이다.

학생 및 학과의 수요 반영과 교육과정 편성 및 구성, 그리고 수업태도는 교양교육 만족도에 직접적 영향은 확인되지 않았지만, 역량향상 도움에 관한 인식을 통해 간접적 영향을 갖는다. 먼저 수업태도와 관련하여 살펴보면, 수업태도가 교양교육 만족도에 영향을 미치는 직접적 변인으로 연구된 것(김정묵, 2010; 박주연, 우영식, 2022; 정연재, 주소영, 2019)과 배치되는 결과로 볼 수 있다. 본 연구에서는 수업태도가 역량함양 도움에 매개되어 교양교육 만족도에 영향을 미치는 간접 효과를 갖는다. 이렇게 볼 때, 수업태도가 교양교육 만족도에 전혀 영향이 없다고 해석하기보다 간접적 영향이 있다는 점에서 기존의 연구와 완전히 배치된다고 보기는 어렵다. 다만 연구에서 초점을 두고 있는 부분이 무엇인지에 따라 다른 정보가 전달될 수 있으며, 다양한 변인들을 연구에서 활용하는 것이 조금은 더 명확한 해석을 하는 것에 도움을 줄 수 있을 것이다.

수요반영은 유의한 회귀계수를 보였지만, 다른 변인과 비교할 때 다소 낮은 편으로 볼 수 있다. 낮은 계수를 보였다고 하여 수요반영이 중요하지 않다고 볼 수는 없다. 신철균 외(2020)와 박민정(2023)의 연구에서 ‘학생들의 요구를 반영한 교육과정 구성’에 대한 학생들의 낮은 인식이 드러나고 있는 것은 충분한 수요 반영이 이루어지지 못하고 있는 교양교육과정에 대한 학생들의 문제의식이 일관되게 제기되고 있는 것으로 해석할 수 있기 때문이다. 교육과정 편성 및 구성의 회귀계수가 가장 낮기에 그 중요도도 가장 낮다고 보기 어렵듯이 수요반영 역시 그렇다. 어쩌면 수요반영이라는 변인이 교양교육과정의 편성 및 구성의 한 요소로도 이해될 수 있다는 점에서 영향력이 다소 분산된 것으로도 해석해볼 수 있을 것이다. 그럼에도 독립적 변인으로 수요반영의 영향이 확인된 것은 교양교육 만족도에 의미 있는 변수라고 보는 것이 타당할 것이다.

4.2. 논의

본 연구 결과를 보면, 교양교육과정 전반의 운영에 있어서 교수학습 및 평가 관련 변인은 수업태도와 역량향상에 큰 영향을 미치고 있다. 이는 학생에게 직접적으로 영향을 미치고 있는 것이기 때문으로 볼 수 있다. 즉, 학생들이 수업을 열심히 듣고, 실제적으로 역량을 향상시키는 것에 주력하기 위해서는 강의를 어떻게 이끌어가는와 관련된 것들이 가장 중요한 것으로 볼 수 있다.

지원시설이 교양교육 만족도에 가장 큰 영향을 보인 것은 교양교육과 관련한 장비나 인프라를 잘 구축하는 것이 교양교육에 대한 만족도를 직접적으로 가장 높일 수 있는 방법인 것으로 판단할 수 있게 한다. 또한 연구결과에 따르면, 지원시설의 구축은 수업태도와 역량향상에도 영향을 미치고 있다. 연구 결과로 확인되지는 않지만, 잘 구축된 강의 관련 시설 및 설비는 대학의 외적 발전과도 연계될 수 있기에 이를 통해 대학의 경쟁력을 높일 수도 있을 것이다. 따라서 대학에서 지원시설의 구축과 관련하여 가능한 정도를 잘 파악하여 관련 시설이나 설비, 강의실 등을 구축해가는 것은 다방면의 이점을 가진다는 점에서 충분히 고려해볼만 한 요인으로 생각된다.

기존 연구들과 다른 결과로 나타났지만, 교양교육과정 편성 및 구성은 전문대학의 교양교육 만족도를 높이는 것이 제한적이었다. 이는 전문대학의 환경과 특성 등으로 인해 다소 소홀히 다루어지고 있는 전문대학의 교양교육(권준원, 2019)의 실태가 반영된 것으로 볼 수 있다. 그럼에도 교양교육을 충실히 운영하고 있는 전문대학도 있을 것이기에 이런 대학에서의 교양교육과정의 편성 및 구성이 갖는 교양교육 만족도의 영향을 확인해볼 필요도 있을 것이다. 또한 점차 교양교육이 강조되고 있는 추세이기에 전문대학의 교양교육의 발달도 기대해볼 수 있는 상황에서 이로 인한 교양교육의 시스템 변화가 있을 경우 재연구 해 볼만한 주제이기도 하다. 또한 본 연구가 횡단적 연구라는 점에서 추세를 지속하여 살펴보는 종단적 연구도 의미 있는 접근일 것이다.

역량향상 도움은 교양교육 만족도에 많은 영향을 주는 변인이었으며, 역량향상 도움에는 수업태도가 많은 영향을 주는 변인이었다. 역량향상 도움은 교양교육의 운영 전반에 영향을 받고 있으며, 수업태도는 교수학습 및 평가 방법과 지원시설 요인에 영향을 받고 있다. 즉 교양교육 운영 전반은 학생의 태도와 인식의 변화를 가져오며, 이것이 교양교육 만족도에 영향을 주고 있다는 것이다. 이렇게 볼 때, 교육제도 및 행정 차원의 변화가 교육 대상자의 직접적 변화로 이어진다기보다 교육 대상자의 다른 부분에서의 변화와 연계되어 나타난다는 점을 확인할 수 있다. 따라서 대학 차원의 행정적 노력이 즉각적으로 교양 만족도의 향상으로 이어지지 못할 수도 있는 것이다. 본 연구에서 확인되었던 학생 차원의 변화라는 연결고리가 제대로 작동할 수 있을 때까지 행정적 노력은 지속성과 일관성을 가질 필요가 있다. 지속성과 일관성읠 갖는 것에 대한 전제로 타당한 방향성을 갖는 것이 필요하다. 그렇기에 타당한 방향성을 갖기 위해 교육과정 운영 중에 학생이나 여타 대학 구성원의 의견을 청취할 수 있는 정기적 소통의 창구를 마련하고, 수시로 의견을 취합하고 반영하려는 시도는 큰 의미를 갖는다.

교양교육의 편성 및 운영은 학생의 교양교육 만족도에 직⋅간접적으로 영향을 미치고 있다. 교양교육과정을 계획하고 구성하는 단계에서 적절한 주제와 그에 따른 내용을 선정하고, 적정한 학습이 이루어질 수 있는 시간의 배분 등이 함께 고려될 때 교양교육에 대한 만족도에 긍정적 영향을 미칠 수 있는 것이다(이은준, 2017, pp. 84). 최근 대학은 학령인구의 감소로 인해 대학의 충원률이나 입시 관련 여러 지표들이 좋지 않고, 탈락률도 점차 높아지고 있는 추세이다. 이런 시기에 학업중단과 대학몰입에 긍정적 변인인 교양교육 만족도(이은준, 2017)를 제고하는 데 교양교육의 편성 및 운영이 영향을 미칠 수 있다는 결과는 교양교육의 차별적 편성과 운영이 각 대학의 필수적 요소가 될 것이라는 점까지 확대해석해 볼 수 있다.

교양교육을 관리⋅운영하는 입장에서 더 나은 교양교육으로 나아가기 위해 교양교육과정 개발 및 편성, 운영과 관련된 요소들을 다양하게 고민해볼 필요가 있는 것이다. 그 때 어떤 부분이 우선적으로 고려되는 것이 나을지에 대한 판단은 쉽지 않다. 본 연구는 그런 고려 상황에서 일정 정도의 판단기준으로 활용될 수 있을 것이다. 물론 본 연구가 전문대학 교양교육의 전체를 드러낸다고 볼 수 없다. 그렇기에 해석 상에 유의할 점도 있을 것이다.

후속적 연구를 통해 보완할 부분도 생각해볼 수 있다. 우선 본 연구가 많은 학생들의 응답을 토대로 분석하였지만, 한 전문대학에 국한된 연구라는 점을 보완할 수 있도록 타 대학의 사례들도 충분히 수집되어 일반화 차원의 연구가 진행될 필요도 있을 것이다. 또한 교양교육 만족도라는 것이 교양교육 차원의 포괄적 성과이기는 하지만, 학생의 실질적 역량 함양을 확인할 수 있는 변수를 포함하여 연구를 진행하는 것도 의미 있는 연구가 될 수 있을 것이다.

학교 교육은 학습자와 교수자가 교육과정을 만남으로써 이루지며(백승수, 2019: 101), 대학 교육은 더욱 그렇다. 제도 교육 차원에서 볼 때, 유아⋅초등⋅중등교육에서는 이미 누리과정과 초중등교육과정을 통해 국가수준의 교육과정이 제시된 후, 이에 따른 교육과정 편성 및 운영이 이루어져야 하기에 어느 정도 제약이 있지만, 대학은 그렇지 않다. 그 점에서 대학의 교육과정은 ‘특히’ 교수자가 가르치려는 것과 학습자가 배우는 것의 만남에 가깝다고 볼 수 있다. 대학교육의 일부분인 교양교육의 본질은 교육에 있다. 이를 염두에 두고, 교수자와 학습자가 진정으로 만나고 이를 구현하는 교양교육을 통해 학생의 교육적 성취를 높일 수 있는 방안을 마련하고 실행에 옮겨가는데 본 연구가 보탬이 될 수 있기를 바란다.

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