1. 서론
4차 산업혁명은 과학기술의 발전으로 물리적, 생명공학적, 디지털적 공간 사이의 경계가 허물어지는 시대를 의미하며, ‘초융합’, ‘초연결’, ‘초지능’의 특징을 가진다. 이러한 변화에 따라 전문 지식에 대한 접근 장벽이 낮아지면서, 개별적인 전문 지식보다 다양한 지식을 통합하고 융합하며 창조할 수 있는 능력이 더욱 중요해지고 있다. 특히, 특정 지식이나 기술을 보유한 사람보다는 다양한 상황에서 자신의 지식, 기술, 태도, 가치를 활용할 수 있는 인재, 스스로 지식을 창출하고 다룰 수 있는 실용적 역량을 보유한 인재에 대한 요구가 급격히 늘어나면서 학교 교육도 역량 중심의 변화를 수용해야 한다는 목소리가 높아지고 있다. 더 나아가 역량 개발이 교육의 핵심이 되어야 한다는 주장이 강조되고 있다(소경희, 2009).
역량 중심 교육은 대학 교육에도 적용되고 있다. 급변하는 사회에 빠르게 적응할 수 있는 인재를 길러내기 위하여 대학의 역할과 기능을 재조정해야 한다는 요구에 따라, 여러 연구에서 역량에 주목하기 시작하였다(이경호, 안선희, 2014; 이숙정, 이수정, 2012). 역량에 대한 관심은 기존의 학문 중심 대학 교육이 현대사회의 요구를 충족시키기에 한계가 있다는 비판 속에서, 역량 기반 대학 교육으로의 전환을 촉발시켰다(이경호, 안선희, 2014).
역량이란 개인이 지닌 특성과 지식, 기술, 태도를 실제 상황에서 적절히 활용할 수 있는 능력을 의미한다. 역량 중심 교육과정은 대학생들이 실제 상황에서 지식, 기술, 태도를 발휘할 수 있도록 필수적인 역량을 강화하는 것을 목표로 하기 때문에 기존 교육과정이 지닌 문제점과 고등교육의 한계를 보완할 수 있는 가능성을 제공한다.
역량기반 교육과정이 원활히 운영되기 위해서는 학생, 교사, 사회, 학교가 상호 협력할 뿐만 아니라 지속적이고 체계적인 연구와 다양한 지원이 필요하다(이숙정, 이수정, 2012). 특히, 지식기반사회의 특성에 맞는 대학생 핵심역량을 도출함과 더불어 핵심역량 수준의 차이를 만드는 개인적 요인이 무엇인지 밝히는 것은 중요한 주제이다. 관련 연구들을 보면, 대학생의 핵심역량에 영향을 미치는 개인 요인으로 학년, 성별, 전공 분야, 성적, 지역 등이 제시되었으며, 이러한 개인 요인에 따라 역량별 차이가 존재했음을 확인할 수 있었다(백평구, 2013).
그러나 교양교육에서 핵심역량에 미치는 영향에 대한 연구는 상대적으로 부족한 실정이다. 교양교육은 학생들이 다양한 지식과 세계관을 접하고, 이를 통해 폭넓은 역량을 기를 수 있는 학문적 기반을 제공한다. 따라서 교양교육에 대한 학생들의 만족도는 대학의 인재상에 맞는 핵심역량을 얼마나 향상시켰는지 보여주는 중요한 척도가 될 수 있다. 교양교육에서 만족도가 높을수록 학생들은 적극적으로 교육과정에 참여하고, 핵심역량을 효과적으로 개발할 가능성이 크다.
이에 본 연구는 교양교육 만족도가 핵심역량에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 분석된 결과를 바탕으로, 교양교육과정의 현황을 분석하고, 향후 개편 방향에 대한 시사점을 제안함으로써 대학 교육에서 교양교육의 질을 높이고, 학습자들의 핵심역량을 강화하는 구체적인 방안에 활용할 수 있다.
본 연구의 연구 문제는 다음과 같다.
첫째, 사이버대학교 학생들의 성별, 편입 여부, 재학 기간 여부에 따라 핵심역량 및 교양교육 만족도의 차이가 있는가?
둘째, 사이버대학교 학생들의 교양교육 만족도는 각 핵심역량에 어떠한 영향을 미치는가?
셋째, 사이버대학교 학생들의 인구학적 요인 및 교양교육 만족도는 각 핵심역량에 어떠한 영향을 미치는가?
2. 이론적 배경
2.1. 대학 교양교육 만족도의 역할
교양교육은 대학 교육에서 요구되는 기본적인 지식과 자율적인 학문적 능력을 기르는 것을 목표로 하며, 인간, 사회, 자연에 대한 폭넓은 이해를 통해 올바른 세계관과 건강한 가치관을 형성하는 데 기여한다. 특히, 글로벌 정보사회에서 비판적이고 창의적인 사고 능력을 개발하도록 하고, 개방적인 의사소통을 통해 공동체의 문화적 삶을 자율적으로 이끌 수 있는 자질을 길러주는 교육이다(한국교양기초교육원, 2016). 전공 교육이 특정 분야의 전문성을 강조하는 데 비해, 교양교육은 학생들로 하여금 다각적인 사고와 문제 해결 능력을 갖추도록 돕는 역할을 하고 있다.
특히, 사이버대학교와 같이 다양한 배경을 가진 학생들이 학습하는 환경에서는 교양교육이 더욱 중요한 의미를 가진다. 교양교육을 통해, 이질적인 경험과 생각을 공유하며, 사회적⋅문화적 맥락을 이해하는 능력을 배양하는 데 기여할 수 있다. 이렇게 교양교육은 대학이 배출하고자 하는 인재의 핵심역량을 개발하는 데 필수적인 요소로 자리매김하고 있다.
대학에서 교육 만족도는 강의의 특성, 학생의 배경, 교수자의 특성 등 여러 요인들이 복합적으로 작용하여 영향을 미친다. 특히 교육 만족도에 영향을 주는 주요 요소는 교수자의 교육 역량, 교육 활동, 그리고 학생과 교수자의 개별적인 특성으로 설명할 수 있다(백평구, 2012). 많은 대학에서는 1학년 시기에 교양 교과목을 집중적으로 편성하여 운영하기 때문에, 신입생의 교수-학습 활동 중 교양교육이 차지하는 비중이 크며, 교양 수업에 대한 만족도는 대학 학업과 생활 전반에 영향을 준다(이은준, 2017).
특히, 1학년 시기에 수강한 교양 수업에 대한 만족도가 낮은 학생들은 대학에서 학업에 대한 몰입도가 낮아지고, 심지어 학업 중단을 고려하고 중도 탈락까지 하는 경향이 있다(이은준, 2017). 반대로, 만족도가 높은 학생들은 학업 중단 고려를 거의 생각하지 않는다는 점에서, 교양교육은 신입생들의 대학 몰입도에 중요한 역할을 하고 있으며, 대학 중도탈락을 예측하는 변인이 될 수 있다. 즉, 교양교육의 질적 향상을 통해 신입생들의 대학 몰입도와 학업 지속 의지를 긍정적으로 이끌어 낼 수 있다는 결론에 도달할 수 있다(이은준, 2017).
2.2. 사이버대학생의 핵심역량
사이버대학교의 교수-학습 환경은 일반 대학의 환경과 차이가 있어 학생들의 핵심역량에도 영향을 미치고 있다. 사이버대학교의 학습자들 중 많은 경우 일과 학습을 병행하는 직장인들로 구성되어 있고, 자율성이 강조되는 비대면 학습 시스템이라는 점에서, 핵심역량의 내용과 수준은 일반 대학의 역량과 차이가 있을 수 있다. 핵심역량에도 사이버대학의 특성을 반영하여 디지털 리터러시, 자율성, 정보 활용 및 소통 능력 등 온라인 기반 교수-학습 역량 강화에 초점을 두고 있다.
사이버대학생들의 핵심역량에 대한 기존 연구들을 살펴보면, 역량의 특성과 영향을 분석하는 연구보다는 주로 역량 모델링과 프로그램 개발 및 운영에 중점을 둔 연구가 많다. 사이버대학 학습자의 디지털 리터러시 역량과 학습 성과 간의 관계에서 학습자의 연령이 조절하는 효과를 검증하거나(곽은지, 2016), 사이버대학 성인 학습자의 디지털 리터러시 역량을 도출(김용덕, 최동연, 2020) 및 성인 학습자를 위한 학습 역량 강화 프로그램의 개발 및 운영 사례를 분석(심미자, 2016) 등이 그 예이다. 전통적인 일반 대학의 학생들은 면대면으로 학습하는 방식이 일반적이기 때문에, 협력적 문제 해결 능력, 대인 관계 능력, 대면 소통 능력 등의 역량을 강화하게 된다. 반면에, 사이버대학교에서는 대면 상호작용이 부족하고 자율적 학습 능력과 자기 주도적인 학습 계획 수립이 중요한 핵심역량으로 부각된다. 또한, 사이버대학 학생들은 학업 외에도 직장 생활이나 가사 등 여러 역할을 병행하는 경우가 많아, 제한된 시간 내에서 학습을 진행할 수 있는 시간 관리 및 자율 책임 능력이 필수적이다. 다양한 디지털 도구와 정보 자원을 능숙하게 다루고, 정보의 신뢰성을 평가하고, 분석하는 능력은 사이버 학습 환경에서 필수적인 역량이다. 이렇게 사이버대학생의 핵심역량 특성은 일반 대학과는 다른 접근이 필요하며 사이버대학의 특수한 환경을 고려하여 지속적으로 연구할 필요가 있다.
2.3. 대학 교양교육 만족도와 핵심역량의 관계
교양교육 만족도와 관련된 선행 연구를 살펴보면 교양교육 만족도를 포함한 교양교육 인식에 대한 조사, 교양교육 만족도에 영향을 미치는 요인 분석 관련 연구가 대다수였다. 이렇게 직접적으로 교양교육의 영향력을 분석한 선행 연구를 찾아볼 수도 있지만, 대학교육만족도와 같은 간접적 방식으로 교양교육 및 핵심역량의 관계를 살피는 연구들을 볼 수 있었다. 그러나, 대학 교양교육 만족도가 학생들의 핵심역량에 미치는 영향을 직접적이고 실증적으로 분석한 연구는 상대적으로 부족한 실정이다. 특히, 사이버대학과 같은 특수한 교수학습 환경에서는 거의 찾아볼 수 없었다.
기존 선행연구를 살펴보면 교양교육 만족도에 영향을 미치는 요인은 매우 다양하게 나타났다. 백평구(2012)의 연구에서는 교양교육의 전반적인 질적 수준, 학사 관련 지도와 조언의 제공, 그리고 행정적 지원이 주요한 요인으로 확인되었다. 또한, 박완성(2010)은 교수법과 강의평가 점수 간의 관계를 분석하면서 교육방법에 따른 교양과목별 만족도를 제시하였는데, 교양필수과목에서는 강의중심 교육방식이, 교양선택과목에서는 강의와 실습을 병행하는 방식이 더 높은 만족도를 보였다.
한편, 대학교육 만족도는 대학 교육의 수준을 평가하는 중요한 지표이며(강만수, 박상규, 2011), 교양교육을 포함한 다양한 교육적 요소들을 평가하고 있다. 대학에서 학습자가 핵심역량을 인지할 경우, 교양교육 및 전공교육 만족도에 긍정적 영향을 미칠 수 있고(정재엽, 2018), 대학생의 핵심역량이 전공교과 만족 및 전공인식 만족도에 직⋅간접적 영향력이 있으며(김하영, 2021), 삶의 만족도에 직접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다(유순규, 김은주, 2016).
또한, 대학교육 만족도는 학생들의 질 높은 대학 생활을 보장하는 기준이 될 수 있으므로, 만족도가 높을수록 대학의 교육성과가 향상된다는 주장도 있다(오철희, 2016). 이러한 주장은 대학교육 만족도가 핵심역량에 영향을 미칠 수 있음을 시사한다.
한편, 핵심역량을 종속변인으로 교육만족도와의 관계를 분석한 연구들도 있다. 대학생의 고용 가능성을 높이는 요인으로 핵심역량과 교육만족도가 서로 영향을 주고받는다는 연구가 있으며(정재엽, 2018), 간호대학생의 학습 만족도가 핵심역량에 영향을 미친다는 결과와 함께(조미경, 김미영, 2018), 비교과 프로그램 참여 만족도가 핵심역량과 자기주도 역량에 유의미한 영향을 미친다는 연구도 있었다(박득진 외, 2020).
그러나, 사이버대학이라는 특수한 교수학습환경에서 교양교육 만족도와 핵심역량의 관계를 파악하고 정량적으로 탐색한 연구는 미비한 실정이다. 이에 본 연구는 사이버대학 교수학습맥락에서 교양교육 만족도가 핵심역량에 어떠한 영향을 미치는지 심층적으로 분석하고자 한다.
3. 연구방법
3.1. 연구대상 및 연구도구
본 연구의 대상은 수도권에 위치한 S 사이버대학교의 재학생으로, 참여자는 연령 및 성별, 전공 등을 고려하여 다양한 배경을 가진 학생들로 모집되어 특정 학년이나 전공에 편향되지 않게 구성되었다.
설문조사는 2024년 6월부터 약 두 달에 걸쳐 총 1,196명의 재학생을 대상으로 시행되었다. 핵심역량 진단도구는 S 사이버대학의 한수미 외(2022)가 개발한 Likert 5점 척도의 진단검사 문항을 활용하였으며, 추가적으로 교양교육 만족도 질문을 포함하여 총 53문항을 기반으로 각 역량별 학생들의 인식과 만족도를 측정하였다.
척도별 대표 문항은 <표 1>과 같으며 교양수업만족도는 학교에서 진행하는 교양 수업에 대해 전반적으로 만족하는지 질문하였다.
<표 1>
척도별 대표 문항
3.2. 분석 방법
본 연구에서는 SPSS 27.0을 활용하여 결과를 분석하였으며 다양한 분석 방법을 적용하였다.
첫째, 연구에 포함된 조사 대상자의 핵심역량과 교양교육 만족도를 분석하기 위하여 기술통계분석을 실시하였다. 기술통계분석을 통해 각 변수의 평균, 표준편차, 빈도, 백분율 등의 기초 통계량을 산출하였으며, 이를 바탕으로 대상자들의 전반적인 특성을 파악하였다. 또한, 각 척도의 신뢰도 평가를 위해 Cronbach’s α 계수를 산출하여 척도들이 내적 일관성을 가지고 있는지 확인하였으며, 계수가 0.7 이상일 경우 척도의 신뢰도가 높은 것으로 간주하였다.
둘째, 연구 모형 내 변수들 사이의 상관관계를 분석하기 위해 Pearson의 적률 상관관계 분석을 실시하여 각 변수들 간의 다중공선성을 확인하였다. 독립 변수들이 서로 높은 상관관계를 가지는 경우 다중공선성 문제가 있으므로, 이를 최소화하기 위해 변수들 간 상관관계 계수를 면밀히 검토하였다. 상관관계 계수가 0.8 이상일 경우 다중공선성의 가능성이 높다고 판단하였다.
셋째, 단순선형회귀분석(Simple Linear Regression)을 통해 연구 모형의 종속변수에 미치는 독립변수들의 영향을 분석하였다. 종속변수는 핵심역량이며, 독립변수는 교양교육 만족도로 설정하였다.
넷째, 다중선형회귀분석(Multiple Linear Regression)을 통해 연구 모형의 종속변수에 미치는 독립변수들의 영향을 분석하였다. 종속변수는 핵심역량이며, 독립변수는 교양교육 만족도 및 성별, 연령대, 편입학 여부, 재학 기간과 같은 인구학적 특성으로 설정하였다.
회귀분석을 통해 독립변수들이 종속변수에 미치는 영향을 통계적으로 검증하였으며, 각 변수의 회귀계수를 통해 독립변수의 영향력을 평가하였다. 이를 통해 연구 모형의 설명력을 높이고, 변수들 간의 관계를 보다 명확히 이해할 수 있었다.
4. 연구결과
4.1. 조사대상자의 인구학적 특성
조사대상자의 인구학적 특성은 <표 2>와 같이 성별, 편입학 여부, 재학 기간, 연령대, 학년으로 구분할 수 있다. 편입생 비율(59.0%)이 비편입생(41.0%)보다 높았으며, 첫학기를 초과하여 두 학기 이상의 기간동안 재학한 학생 비율(70.0%)이 첫학기 재학생 비율(30.0%)보다 높았다.
<표 2>
조사대상자의 인구학적 특성
4.2. 기술통계 분석
각 변인들의 평균을 살펴보면, <표 3>과 같이 대부분의 역량에서 3점 이상으로 나타났으나, 세계시민 역량은 3.10(SD=0.71)로 가장 낮게 나타났다. 특히 소통협력 역량(M=3.85, SD=0.53)과 교양교육 만족도(M=3.81, SD= 0.83)가 가장 높았으며, 다음으로 창의융합 역량(M=3.57, SD=0.65), 정보활용 역량(M=3.57, SD=0.75), 문예소양 역량(M=3.37, SD=0.79), 자율책임 역량(M=3.21, SD= 0.52) 순으로 나타났다. 한편, 모든 역량에서 왜도 및 첨도의 절댓값이 왜도는 -0.44~0.06, 첨도는 -0.12~0.21 사이의 값을 보여, 왜도 절댓값 2 이하 및 첨도 절댓값 7 이하의 기준값을 고려하면 모든 역량이 정상분포에서 벗어나지 않음을 확인할 수 있었다.
4.3. 집단 간 차이 분석
<표 4>
성별에 따른 핵심역량 및 교양교육 만족도
<표 5>
편입 여부에 따른 핵심역량 차이
4.3.1. 성별
성별에 따른 유의미한 차이가 창의융합, 정보활용, 문예소양, 세계시민, 교양교육 만족도에서 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 창의융합 역량은 남성(M=3.70, SD=0.67)이 여성(M=3.49, SD=0.61)보다 높았다(t=5.615, p<.001). 정보활용 역량은 남성(M=3.78, SD=0.70)이 여성(M=3.43, SD=0.74)보다 높았다(t=8.110, p<.001). 문예소양 역량은 여성(M=3.43, SD=0.74)이 남성(M=3.26, SD=0.85)보다 높았다(t=-3.838, p<.001). 세계시민 역량은 남성(M=3.19, SD=0.71)이 여성(M=3.05, SD=0.70)보다 높았다(t=3.464, p=.001). 교양교육 만족도는 남성(M=3.88, SD=0.89)이 여성(M=3.77, SD=0.79)보다 높았다(t=2.277, p=.023).
4.3.2. 편입 여부
편입 여부에 따른 유의미한 차이가 창의융합, 자율책임, 문예소양, 소통협력, 세계시민 역량에서 나타났다. 창의융합 역량은 편입생(M=3.63, SD=0.62)이 비편입생(M= 3.49, SD=0.68)보다 높았다(t=-3.716, p<.001). 자율책임 역량은 편입생(M=3.26, SD=0.51)이 비편입생(M=3.15, SD=0.54)보다 높았다(t=-3.609, p<.001). 문예소양 역량은 편입생(M=3.41, SD=0.78)이 비편입생(M=3.30, SD= 0.80)보다 높았다(t=-2.455, p=.014). 소통협력 역량은 편입생(M=3.88, SD=0.51)이 비편입생(M=3.81, SD=0.54)보다 높았다(t=-2.351, p=.019). 세계시민 역량은 편입생(M=3.14, SD=0.69)이 비편입생(M=3.04, SD=0.72)보다 높았다(t=-2.407, p=.016).
4.3.3. 재학 기간
재학 기간에 따른 유의미한 차이가 <표 6>의 결과와 같이 창의융합, 자율책임, 문예소양, 세계시민 역량에서 나타났다.
<표 6>
재학 기간별 핵심역량 차이
창의융합 역량은 첫 학기에 재학 중인 학생(M=3.65, SD=0.61)이 두 학기 이상 기간 동안 수학한 학생(M=3.54, SD=0.66)보다 높았다(t=2.702, p=.007). 자율책임 역량은 첫 학기 재학생(M=3.29, SD=0.49)이 2학기 이상 재학생(M=3.18,SD=0.54)보다 높았다(t=3.263, p=.001). 문예소양 역량은 첫 학기 재학생(M=3.46, SD=0.79)이 2학기 이상 재학한 학생들(M=3.33, SD=0.79)보다 높았고(t=2.636, p=.008), 세계시민 역량은 첫 학기 재학생(M=3.18, SD= 0.69)이 2학기 이상 재학한 학생들(M=3.07, SD=0.71)보다 높았다(t=2.461, p=.014).
4.4. 상관관계 분석
주요 변수들 간의 상관관계 분석 결과는 <표 7>과 같다. 측정 변인 간의 상관관계를 살펴 본 결과, 모든 핵심역량과 교양교육 만족도에는 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 창의융합과 자율책임의 상관계수가 .611로 가장 높았으며 교양교육 만족도와 문예소양의 상관계수가 .179로 가장 낮았다. 모든 변수의 상관관계 계수가 0.8보다 낮으므로 다중공선성의 가능성이 낮다고 판단할 수 있다.
4.5. 단순선형회귀분석 결과
교양교육 만족도의 핵심역량 영향 분석을 위해 단순선형회귀분석(Simple Linear Regression)을 실시하였으며 결과는 <표 8>과 같다. 창의융합, 정보활용, 자율책임, 문예소양, 소통협력, 세계시민 역량을 종속변수로, 교양교육 만족도를 독립변수로 설정하여 분석하였다.
<표 8>
교양교육 만족도가 핵심역량에 미치는 영향 분석 결과
교양교육 만족도(β=.179, p<.001)는 창의융합 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. 교양교육 만족도(β=.205, p< .001)는 정보활용 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. 교양교육 만족도(β=.199, p<.001)는 자율책임 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. 교양교육 만족도(β=.170, p<.001)는 문예소양 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. 교양교육 만족도(β= .206, p<.001)는 소통협력 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. 교양교육 만족도(β=.165, p<.001)는 세계시민 역량에 유의미한 영향을 미쳤다.
4.6. 다중선형회귀분석 결과
교양교육 만족도의 핵심역량 영향 분석을 위해 다중선형회귀분석(Multiple Linear Regression)을 실시하였으며 결과는 <표 9>와 같다. 창의융합, 정보활용, 자율책임, 문예소양, 소통협력, 세계시민 역량을 종속변수로, 교양교육 만족도, 성별, 연령대, 학년, 편입 여부, 재학 기간을 독립변수로 설정하여 분석하였다.
<표 9>
교양교육 만족도 및 인구학적 요인이 핵심역량에 미치는 영향 분석 결과
교양교육 만족도(β=.228, p<.001)와 성별(β=-.145, p< .001)은 창의융합 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. Durbin-Watson=1.926으로 2에 근접하여 모형의 적합성을 확인할 수 있었다. 상관관계는 R=.303, 설명력은 R²=.087로 나타났으며, F값은 20.020(p<.001)로 유의미한 결과를 도출했다.
교양교육 만족도(β=.218, p<.001), 성별(β=-.199, p< .001), 연령대(β=-.207, p<.001)가 정보활용 역량에 유의미한 영향을 미쳤다. Durbin-Watson=1.983으로 모형 적합성이 양호하였으며, 상관관계는 R=.378, 설명력은 R²= .139, F=33.042(p<.001)로 나타났다.
교양교육 만족도(β=.322, p<.001), 연령대(β=.066, p= .017), 첫 학기 초과 재학기간(β=-.095, p=.010)이 자율책임 역량에 유의미한 영향을 미쳤으며, Durbin-Watson= 1.999로 모형의 적합성을 확인할 수 있었다. 상관관계는 R=.350, 설명력은 R²=.118, F=27.696(p<.001)로 유의미한 결과를 보였다.
교양교육 만족도(β=.193, p<.001), 성별(β=.123, p<.001), 첫 학기 초과 재학기간(β=-.088, p=.020)이 문예소양 역량에 유의미한 영향을 미쳤으며, 모형의 적합성은 Durbin-Watson=2.018로 양호하였다. 상관관계는 R=.241로 나타났으며, 설명력은 R²=.053, F=12.243(p<.001)로 나타났다.
교양교육 만족도(β=.332, p<.001)가 소통협력 역량에 유의미한 영향을 미쳤으며, 모형의 적합성은 Durbin-Watson= 1.988로 확인되었다. 상관관계는 R=.341, 설명력은 R²= .112, F=26.117(p<.001)로 유의미한 결과를 나타냈다.
교양교육 만족도(β=.194, p<.001), 성별(β=-.086, p=.003)이 세계시민 역량에 유의미한 영향을 미쳤으며, Durbin-Watson=2.010으로 모형 적합성은 양호하였다. 상관관계는 R=.235, 설명력은 R²=.050, F=11.535(p<.001)로 유의미한 결과를 도출했다. Durbin-Watson 값이 모두 2에 근접하여, 변수들이 회귀 모형에 적합하다고 볼 수 있고, 공선성 통계량에서 공차가 0.1 이상, VIF가 10 미만으로 다중공선성 문제가 없는 것으로 나타났다.
편입 여부와 학년은 모든 핵심역량에 유의미한 영향을 미치지 못했다.
5. 결론 및 논의
본 연구는 사이버대학교 학생들을 대상으로 교양교육 만족도가 핵심역량에 미치는 영향을 분석하였으며, 다음과 같은 결론을 도출하였다.
첫째, 사이버대학교 학생들의 핵심역량을 살펴본 결과, 소통협력 역량(M=3.85)이 가장 높게 나타났는데, 이는 비대면 학습 환경에서도 상호작용과 협력 능력이 중요하게 작용함을 시사한다. 반면, 세계시민 역량(M=3.10)이 가장 낮게 나타나 사이버대학교 학생들이 다문화적 감수성이나 글로벌 이슈에 대한 관심이 상대적으로 부족할 수 있음을 보여주었다. 이러한 결과는 사이버대학교 학생들에게 글로벌 이슈나 다문화적 관점에서의 학습 기회가 상대적으로 부족할 수 있음을 의미하며, 이를 보완하기 위한 다양한 관점에서의 추가적인 교양교육 프로그램 개발이 필요하다고 볼 수 있다. 사이버대학 교수학습 환경의 특성과 장점은 지리적 제약 없이 다양한 국적과 문화 배경을 가진 학생들이 학습하는 것이기 때문에 세계시민 역량을 특별히 강화할 필요가 있으며, 세계시민의 정체성 및 글로벌 역량강화를 위한 교양교과 개발의 전략적 접근은 필수적이라 하겠다. 이는 기존 다양한 연구에서 주력하고 있는 특정 역량 강화 프로그램의 개발 및 운영 사례에서 제시한 필요성과 일치한다. 그럼에도 불구하고, 사이버대학 교수학습 맥락에 대한 면밀한 분석을 통해 특별히 강화해야 하는 역량을 선정하고 프로그램에 반영하는 일관된 절차를 연구하는 것은 남겨진 과제로 볼 수 있다.
둘째, 성별에 따른 독립표본 t-검정 결과, 남성이 창의융합 역량, 정보활용 역량, 세계시민 역량에서 더 높은 수준으로 나타난 반면, 여성은 문예소양 역량에서 더 높은 수준으로 나타났다. 이는 디지털 기술 활용 능력이 중요한 사이버대학교 환경에서 남성이 더 많은 기술적 자원을 활용할 가능성이 있음을 시사한다. 반면, 문예소양 역량에서는 여성이 높은 성과를 보여, 예술적 감수성이나 문학적 이해 능력에서 차이가 존재할 수 있음을 알 수 있었다.
편입여부에 따른 독립표본 t-검정 결과, 편입생이 창의융합, 자율책임, 문예소양, 소통협력, 세계시민 역량에서 비편입생보다 더 높은 수준으로 나타났다. 이는 편입생들이 기존 타 기관에서의 학습 경험을 바탕으로 보다 능숙하게 경험적 지식을 활용하고 학습 역량을 발휘하였음을 시사한다.
첫 학기 초과 즉, 2학기 이상의 재학기간 여부에 따른 독립표본 t-검정 결과, 첫 학기 재학 학생들이 첫 학기를 초과하여 재학한 학생들보다 창의융합, 자율책임, 문예소양, 세계시민 역량에서 더 높은 수준을 보였다. 이는 첫 학기 새로운 학습 환경 변화에 따른 신입생들의 기대감과 강한 의욕 등 정서적 변화가 원인으로 작동한 것으로 보인다.
따라서, 한 학기를 초과하여 수학하는 학생들의 지속적 역량 향상을 위해 추가적인 학습 동기 강화 프로그램이나 중도탈락방지 상담 과정을 개발하여 학습 의욕이 떨어지지 않도록 지원할 필요가 있다. 많은 연구에서 대학에서의 만족도 및 핵심 역량이 중도탈락률을 예측한다고 한 바, 입학 초기의 강한 학습 의욕과 동기를 지속할 수 있는 선제적 조치는 매우 중요하다고 할 수 있다.
셋째, 교양교육 만족도가 각 핵심역량에 미치는 영향을 분석한 결과, 역량에 따른 교양교육의 중요성이 확인되었다. 소통협력 역량(β=.332, p<.001)은 교양교육이 비대면 학습 환경에서도 학생들 간 상호작용과 협력 능력을 증진시키는 데 중요한 역할을 하고 있었다. 이는 사이버대학교에서 교양교육이 중요한 상호작용 장치로 작용함을 시사한다. 자율책임 역량(β=.322, p<.001)은 학생들로 하여금 교양교육을 통해 자기 주도성을 기르고 학습을 효율적으로 관리할 수 있음을 나타낸다. 특히, 본 연구 결과에서 자율성 및 학습자 책임 영역의 중요성이 유의미한 수치로 나타났다는 것은 사이버 교수학습 생태계를 고려하였을 때, 기존 다양한 연구에서도 강조한 바와 같이 중요한 발견이라 하겠다.
창의융합 역량(β=.228, p<.001)에서도 교양교육 만족도가 정적 영향을 미쳤으며, 이는 다양한 문제 해결에 필요한 창의적 사고를 촉진하는 데 교양교육이 기여하고 있음을 보여준다. 정보활용 역량(β=.218, p<.001)은 교양교육이 디지털 정보의 효율적 활용 능력에도 정적인 영향을 미치며, 학습자들은 정보화 시대에 교양교육을 통해 기술적 역량을 확장할 수 있음을 시사한다.
문예소양 역량(β=.193, p<.001)은 교양교육이 학생들의 문화적 감수성 및 문학적 이해를 증진시키는 데 중요한 역할을 하고 있음을 보여주었으며, 세계시민 역량(β=.194, p<.001)은 교양교육이 학생들의 글로벌 이슈에 대한 이해와 다문화 감수성을 함양하는 데 기여함을 나타내었다.
세계시민 역량(M=3.10)이 가장 낮았음에도 불구하고, 교양교육 만족도가 세계시민 역량(β=.194, p<.001)에 정적인 영향을 미쳤다. 교양교육이 학생들의 세계시민 역량 함양에도 중요한 역할을 할 수 있음을 시사한다.
결론적으로, 교양교육은 사이버대학교 학생들의 핵심역량을 향상시키는 중요한 요인으로 만족도가 높을수록 핵심역량에서 정적 관계로 나타났다. 이는 교양교육의 질적 향상을 통해 학생들의 학습 경험을 극대화하고, 나아가 사이버대학교의 교육적 목표를 달성하는 데 기여할 수 있음을 시사한다.
본 연구는 사이버대학교의 교양교육이 핵심역량에 미치는 영향을 분석하는 데 그 의의가 있으나, 몇 가지 한계점도 존재한다. 첫째, 연구 대상이 특정 사이버대학교 학생들로 한정되어 있어, 모든 사이버대학교에 적용하고 일반화하는 것에는 한계가 있다. 향후 다양한 형태의 교양교육 커리큘럼을 보유한 사이버대학교 학생들을 대상으로 추가적인 연구가 필요하다. 둘째, 학습 지원 시스템 등 교양교육에 영향을 미치는 다양한 요소들에 대한 분석이 추가적으로 실시될 필요가 있다. 마지막으로, 학생들의 핵심역량 변화를 장기적으로 추적하는 종단 연구를 통해 교양교육의 지속적인 효과를 확인할 필요가 있다.
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