교양교육 만족도와 핵심역량 향상 간의 관계 －학업도전의 매개효과와 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과
The Relationship Between Liberal Arts Education Satisfaction and Core Competency Improvement : The Mediating Effect of Academic Challenge and the Moderated Mediation Effect of Professor-Student Interaction
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Abstract
본 연구의 목적은 대학생의 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상 간의 관계에서 교양교육 만족도가 핵심역량 향상에 미치는 영향에서 학업도전의 매개효과를 확인하고, 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 확인하는 것이다. 이를 위해 한국교육개발원이 실시하는 교수⋅학습 과정 설문조사 중 2022년 학생 설문(NASEL: National Assessment of Student Engagement) 데이터를 활용하였다. 연구대상은 일반대학 95개 45,424명이었으며, 결측치를 제외한 36,320명을 분석에 사용하였다. 분석은 SPSS Macro PROCESS(모형 7)를 사용하였다. 연구결과는 첫째, 교양교육 만족도는 학업도전, 핵심역량 향상, 교수-학생 상호작용과 유의한 정적 관계를, 학업도전은 핵심역량 향상, 교수-학생 상호작용과 유의한 정적 관계를, 핵심역량 향상은 교수-학생 상호작용과 유의한 정적 관계가 있음을 확인하였다. 둘째, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상 사이에서 학업도전은 매개효과가 있음을 확인하였다. 셋째, 교양교육만족도가 학업도전에 미치는 영향에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 확인하였고, 교수-학생 상호작용 수준에 따라 효과 크기가 달라짐을 확인하였다. 이러한 결과를 바탕으로 교양교육 만족도의 교육적 의미와 핵심역량 향상을 위한 방안을 논의하였다.
Trans Abstract
The purpose of this study was to examine the mediating effect of academic challenge in the relationship between liberal arts education satisfaction and core competency improvement, and to verify the moderated mediating effect of professor-student interaction on the influence of liberal arts education satisfaction on academic challenge. For this purpose, data from the 2022 National Assessment of Student Engagement in Learning (NASEL), conducted by the Korean Educational Development Institute, were utilized. The study sample consisted of 95 four-year universities (45,424 students). After excluding missing cases, and a total of 36,320 students were analyzed. SPSS Macro PROCESS (Model 7) was used for analysis. The results showed the following: First, liberal arts education satisfaction had a significant positive relationship with academic challenge, core competency improvement, and professor-student interaction; academic challenge had a significant positive relationship with core competency improvement and professor-student interaction; and core competency improvement was significantly positively related to professor-student interaction. Second, academic challenge mediated the relationship between liberal arts education satisfaction and core competency improvement. Third, the moderated mediating effect of professor-student interaction was confirmed in the relationship between liberal arts education satisfaction and academic challenge, indicating that the effect size varied depending on the level of professor-student interaction. Based on these results, the educational implications of liberal arts education satisfaction and strategies for enhancing core competencies were discussed.
1. 서론
역량(competence)은 상대적으로 높은 성과를 내는 직원의 특성, 고성과에 필요한 능력 개발 등 경영학 분야에서 고성과자를 중심으로 연구가 진행되어왔다(양채원, 문지영, 2022). 역량의 개념이 교육학에서 주목받기 시작한 것은 1990년대 유럽의 역량 기반 교육이고(Mulder, Weigel, & Collins, 2006), 역량의 개념을 확산시킨 것은 OECD의 DeSeCo(Definition and Selection of Key Competence) 프로젝트이다(OECD, 2005). DeSeCo 프로젝트는 행복한 삶을 영위하는데 필요한 생애역량 개념을 제시하고, 교육에 중점을 두고 지식의 수행성을 강조하였다. 핵심역량은 직업수행에서 요구되는 특정 역량을 넘어 삶의 총체적 이상에 기여하는 능력을 의미한다(박민정, 2008). 핵심역량기반 교육이 대학에 부각하게 된 것은 2000년대 이후 정부 재정지원사업(예: 대학교육역량강화지원사업, 학부교육 선진화 선도대학지원사업)에 핵심역량기반 교육이 주요 정책지표로 포함되면서이다(백승수, 2020). 대학의 교육과정 중 교양교육을 역량기반으로 운영하게 된 것은 정부재정지원사업 계획서에 핵심역량기반 교양교육과정이 명시되고, 대학 기본역량진단 평가에 핵심역량 제고가 교양교육과 연계되었기 때문이다(이혜주, 2021). 이에 많은 대학들은 대학의 비전이나 교육목표에 따라 핵심역량을 설정하고, 교양교과와 역량을 매핑하여 역량기반 교양교육과정을 운영하였다. 핵심역량기반 교육과정의 성과 평가는 대학에서 자체 개발한 핵심역량 검사도구나 교육부, 한국직업능력개발원이 개발한 대학생 핵심역량 진단도구(K-CESA: Korea Collegiate Essential Skills Assessment)를 사용하였다.
교양교육의 성과는 핵심역량뿐 아니라 수업만족도 혹은 대학교육 만족도로 평가될 수 있다(김윤정, 이기원, 2024; 허영주, 2022). 수업 및 교육만족도가 교양교육의 성과를 반영하는 기초 자료임에도 교양교육 만족도에 대한 연구는 부족한 실정이다(허영주, 2022). 교양교육에 대한 만족도는 주로 교육적 경험과 산출 결과라는 교육성과 측면에서 연구되어왔다(송영명, 유신복, 김명주, 2018). 신입생 시기 교양수업에 대한 만족도는 대학에서의 학업과 생활 전반에 영향을 미치고(이은준, 2017), 대학생활 만족도와 학업지속의도에도 영향을 미치는 등(박재암, 2019) 교양교육 만족도는 학생들의 학업과 적응을 예측하는 변인으로 활용되었다. 또 핵심역량기반 교양교육 운영이 핵심역량 증진에 중요하고, 교양교육 만족도와 핵심역량의 관련성을 확인하였으나(김은주, 2019) 교양교육 만족도와 핵심역량의 관계를 직접적으로 파악한 연구는 부족한 상황이다(김경희, 이순화, 김보성, 2023). 교양교육 만족도가 핵심역량 변화에 영향을 미친다는 선행연구들은 특정 대학을 대상으로 연구가 진행되었으며, 연구결과의 일반화에 한계가 있음을 보고하였다(김경희, 이순화, 김보성, 2023; 김윤정, 이기원, 2024; 허영주, 2024.). 이에 본 연구에서는 핵심역량기반 교양교육의 질을 평가하는 교양교육 만족도를 선행변인으로 사용하여 특정 대학이 아닌 여러 대학을 대상으로 교양교육 만족도와 핵심역량의 관련성을 파악해 보고자 한다.
교양교육 만족도, 핵심역량 향상 이외에 본 연구에서 설정한 변인은 학업도전과 교수-학생 상호작용이다. 학업도전은 대학생의 학습활동과 대학교육 성과와 질을 나타내는 핵심요소이고, 교수-학생 상호작용은 대학이 지원하는 교육의 효과를 결정하는 중요한 요인으로 작용하기에 선정하였다(배상훈, 김혜정, 2013). 한편 고등교육의 패러다임은 지식 전달과 이해에서 대학의 다양한 경험에 능동적으로 참여하고 대학의 지원 환경을 중시여기는 방향으로 변화하고 있다. 이러한 흐름을 관통하는 학술적 개념이 대학생의 학습참여(student engagement)이다(배상훈, 황수정, 전지혜, 박다슬, 2022). 사회체제적 관점에서 학습참여이론을 발전시킨 Kuh(2009)는 학습참여를 학생이 교육적으로 효과적인 활동에 노력과 시간을 투자하는 정도와 이와 같은 학생의 참여를 유도하는 대학의 노력을 합한 것으로 정의하였다. 즉 학습참여는 학생이 학업에 시간을 할애하고, 친구나 교수와 상호작용하며, 다양한 학업활동에 참여하는 것과 대학이 제공하는 교육과 학습을 지원하는 캠퍼스 환경이 긍정적으로 교차할 때 적극적인 학습참여가 이루어진다는 것이다(배상훈, 황수정, 전지혜, 박다슬, 2022). 사회체제적 관점에서 학습참여이론을 이해하고 이론을 발전시킨 학자들의 공통된 학습참여 구성요소는 학업적 도전, 교우와 학습, 교수와의 경험, 대학 환경이다(배상훈, 라은종, 홍지인, 2016; Coates, 2007; Kuh, 2009). 이러한 구성요소는 본 연구에서 선정한 변인들과 유사성을 가지며, 본 연구는 사회체제적 관점을 적용한 학습참여이론을 학문적으로 검증하는 단초로 기여할 것이다.
본 연구의 목적은 교양교육 만족도가 핵심역량 향상에 미치는 영향에서 학업도전의 매개효과를 확인하고, 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 파악하는 것이다. 본 연구에서는 한국교육개발원의 NASEL 데이터를 사용해 전국 일반대학의 교양교육 만족도를 분석에 사용하였다. 본 연구는 개별 대학 차원에서 검증하던 교양교육 만족도와 핵심역량 간의 관계를 전국 단위 데이터를 활용하여 교양교육 성과를 일반화하는 학문적 타당성을 확보하는데 기여할 것이다. 이와 같은 연구목적을 달성하기 위해 수립한 연구문제는 다음과 같다.
첫째, 교양교육 만족도, 핵심역량 향상, 학업도전, 교수-학생 상호작용의 관계는 어떠한가?
둘째, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상과의 관계에서 학업도전은 매개효과를 보이는가?
셋째, 교양교육 만족도와 학업도전과의 관계에서 교수-학생 상호작용은 조절된 매개효과를 보이는가? 이다.
2. 이론적 배경
2.1. 교양교육 만족도, 핵심역량, 학업도전 간의 관계
교양교육 만족도는 대학교육의 질을 판단하는 교육과정 만족도 중 하나이다(허영주, 2022). 교양교육 과정은 다양한 전문성을 넘어 모든 학생에게 요구되는 보편적이고 통합적인 교육을 제공한다(서금택, 윤용관, 2019). 교양교육 만족도는 이러한 교육 경험에 대한 인식과 태도를 포함한다(Milsom, & Coughlin, 2015). 선행연구는 핵심역량기반 교양교육의 질이 확보되면 핵심역량도 향상될 것이라는 전제를 바탕으로 교양교육 만족도와 핵심역량 간의 관련성을 파악하였다. 김경희 외(2023)는 대학의 일부 핵심역량을 제외하고 교양교육 만족도와 핵심역량 간에 유의한 관계를 확인하였고, 교양교육 만족도가 핵심역량 전체를 유의하게 설명하고 있다고 하였다. 김윤정, 이기원(2024)은 사이버대학 교양교육 만족도가 모든 핵심역량에 유의한 정적 영향을 미친다고 하였다. 높은 교육만족도 수준을 보인 학생들은 높은 핵심역량 향상 수준을 나타내었고(최헌철, 김수동, 2022), 대학교육만족도의 교육과정과 교육성과의 변화량이 증가할 때 핵심역량도 증가하였다(허영주, 2022). 이러한 연구결과들을 통해 교양교육 만족도가 핵심역량 향상에 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.
교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상 간의 선행연구를 살펴보면, 다음과 같다. 학업도전은 학습자가 학습활동에 투자하는 시간과 노력, 학습전략과 고차적 학습, 반성적 통합적 학습을 진행하는 것 등 총체적인 학습활동을 의미한다(소연희, 2018; Strange & Banning, 2015). 교양교육 만족도와 학업도전 간의 관계를 탐색하는 직접적인 연구는 거의 없으나 고전을 활용한 교양수업에서 학생들의 비판적 사고 향상이나 학습전략을 탐색하고(이효영, 2020; 최용호, 2022), 대학 교양교육을 성찰의 장으로 보고 고전읽기와 토론수업을 통해 인문적 성찰을 도모하며(장정아, 윤애선, 2017), 성찰과 치유를 목적으로 교양 문학수업이 운영되기도 하였다(이병순, 2021). 이들 연구에서 교양교육은 학업도전과 관련된 학습활동을 수업의 목적이나 활동으로 다루고 있으며, 이러한 학습활동은 수업의 만족도와 관련이 있을 수 있다. 한편 소연희(2018)는 도전적 학습경험이 높을수록 핵심역량 수준이 높고, 학습자중심수업 인식과 핵심역량 간의 관계에서 학업도전이 핵심역량에 간접적인 영향을 미치는 매개효과가 있음을 보고하였다. 홍효정, 이영(2024)은 온라인 수업환경에서 도전적 학습경험이 역량 향상에 대한 인식과 기대에 유의한 영향을 미치고, 도전적 학습경험이 온라인 수업의 장점, 교수자와의 상호작용, 역량 향상의 인식과 기대 간의 관계를 정적으로 매개한다고 하였다. Larkin과 Richardson(2013)는 학생들이 학습자중심 수업을 긍정적으로 인식할수록 학업도전이 향상되고, 수업에서 활발한 정보 공유와 의사소통은 심화학습, 문제해결력, 의사소통 능력 같은 핵심역량을 향상시킬 수 있다고 하였다. 위의 연구결과들을 통해 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상의 관련성을 유추할 수 있다. 학업도전은 학생들이 지적 탐구와 창의적 학습활동에 적극 참여하는 것을 나타내는 학습 참여 변인으로, 교육성과와의 영향 관계에서 매개요인으로 작용하였다(소연희, 2018; 이효선, 2019; 홍효정, 이영, 2024). 따라서 본 연구에서도 학업도전을 교양교육 만족도와 핵심역량 향상 사이의 매개변인으로 설정하고, 인과관계를 확인하고자 한다.
2.2. 교양교육 만족도, 교수-학생 상호작용, 학업도전 간의 관계
교양교육 만족도, 교수-학생 상호작용, 학업도전 간의 선행연구를 살펴보면, 교육만족도 혹은 교양교육 만족도는 교수-학생 간의 상호작용을 교육과정 영역에서 교수자가 학생에게 과제에 대한 적절한 피드백을 제공하였는지 측정하는 문항으로 측정한다(김무영, 김민영, 2020; 허영주, 2022). 송영명, 유신복, 김명주(2018)는 교양수업 만족도와 관련된 요인으로 교수-학생 상호작용과 대학몰입을 보고하였다. 따라서 교양교육 만족도와 교수-학생 간의 상호작용은 관련이 있다. 교수-학생 상호작용은 교수와 학생이 수업 내⋅외적에서 주고받는 다양한 학문적 사회적 교류를 의미하며, 교수자와의 상호작용은 학생들을 학습에 참여하도록 유도하는 중요한 요인이다(배상훈, 장환영, 2012). 교수와 학생 간의 상호작용이 활발할수록 비판적, 분석적 사고, 수리적 문제 분석력 등 고차적 사고능력과 실제 복잡한 문제 해결력이 높게 나타났다(최정윤, 이병식, 2009). 교수와의 상호작용은 학업도전을 촉진하는 요인 중 하나로, 적극적인 상호작용은 학업도전에도 긍정적 영향을 미친다. 교수와의 상호작용이 활발할수록 학생들이 새롭고 어려운 과제에 도전하는 가능성이 높았다(Mandarino & Mattern, 2010; Payne et al., 2005; Porter, Rumann, & Pontius, 2011). 장유진, 윤희제, 송지훈(2022)은 온라인 수업에서 교수-학생 상호작용과 학업도전의 직접적인 관련성을 확인하였다. 임경수(2022)는 능동적이고 협력적인 학습경험이 교수와의 상호작용을 통해 역량 향상과 관련되고, 교수-학생 상호작용은 핵심역량 향상에 직접적으로 작용한다고 하였다. 반면 학습경험, 학습성과, 교육만족도 간의 관계 연구에서 교수-학생 상호작용은 단순한 정보 습득을 넘어 습득한 개념이나 이론을 분석⋅평가하여 새로운 것을 창출해 내는 고차원 학습에 부정적 관련성을 보이기도 하였다(고은선, 김수영, 권효진, 2025). 위의 연구결과들을 통해 교양교육 만족도와 교수-학생 상호작용, 학업도전 간의 관련성을 파악할 수 있고, 교수-학생 상호작용이 핵심역량 향상과도 관련이 있음을 알 수 있다. 반면 교수-학생 상호작용은 고차적 학습활동에 상이한 영향력으로 작용하여 분석이 필요한 상황이다. 이에 본 연구에서는 교양교육 만족도와 학업도전과의 관계에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 확인하고자 한다.
이상의 선행연구들을 정리해 보면, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계(김경희 외, 2023; 김윤정, 이기원, 2024), 교양교육 만족도와 학업도전의 관계(이효영, 2020; 장정아, 윤애선, 2017), 학업도전과 핵심역량 향상의 관련성(소연희, 2018; 홍효정, 이영, 2024)을 통해 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상의 관계를 유추할 수 있다. 그리고 교양교육 만족도와 교수-학생 상호작용(송영명 외, 2018; 허영주, 2022), 교수-학생 상호작용과 학업도전의 관련성(임경수, 2022; 장유진 외, 2022)을 통해 교양교육 만족도, 교수-학생 상호작용, 학업도전과의 관련성을 추측할 수 있고, 교수-학생 상호작용이 고차적 학습활동에 부정적 영향을 미치는 것(고은선 외, 2025)을 통해 교양교육 만족도와 학업도전 사이에서 상이한 영향을 미칠 수 있음을 확인하였다. 선행연구 결과를 바탕으로 본 연구에서 설정한 연구모형은 [그림 1]과 같다.
![[그림 1]](/upload//thumbnails/kjge-2025-19-5-281-gf1.jpg)
연구모형
3. 연구방법
3.1. 연구대상
본 연구는 한국교육개발원에서 대학의 교수⋅학습 질 제고를 위해 개발한 국가수준의 교수-학습역량 진단도구(NASEL: National Assessment of Student Engagement in Learning)를 통해 수집된 전국 단위 데이터(2022년, 10차년도) 자료를 사용하였다. 데이터는 한국교육개발원이 ‘대학의 교수⋅학습 질 제고 전략 탐색 연구’를 위해 조사한 자료 중 연구용 데이터를 신청해 사용하였다1). 연구용 데이터 신청 시, 필요한 데이터 연도와 자료 구분(학생, 교수), 연구계획서를 제출하였고, 한국교육개발원의 승인을 받았다. 연구 대상은 일반대학 95개, 45,424명이었으며 이중 결측치를 제외한 일반대학 36,320명을 분석에 사용하였다. 응답자의 특성을 구체적으로 살펴보면 <표 1>과 같다.
응답자 특성
3.2. 측정도구
본 연구에서 사용한 측정도구는 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상, 교수-학생 상호작용으로 4가지 요인이다. 2022년 교수-학습역량 진단도구를 활용한 교수⋅학습 과정 설문조사는 6월13일에서 7월25일 사이 진행되었다.
3.2.1. 교양교육 만족도
본 연구에서 활용한 NASEL의 교양교육 만족도는 총 14문항으로, 수업목표, 활동, 사전경험과의 연계성, 교수의 교수학습 방법, 피드백, 시험 등과 관련된 항목으로 문항의 예는 ‘수업 내용에 적합한 수업방법이 사용되었음’ , ‘교수들은 과목 내용을 관련 사전 경험이나 지식과 연관지어 설명함’ 등이다. 척도는 ‘전혀 그렇지 않다’ 1에서 ‘매우 그렇다’ 4까지의 Likert 4점 척도로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 교양교육 만족도가 높은 것을 의미한다. 남신동 외(2019)에서 제시한 신뢰도는 .966이고, 본 연구에서 확인한 교양교육 만족도의 전체 신뢰도(Cronbach’s)도 .924이다.
3.2.2. 학업도전
본 연구에서 활용한 NASEL의 학업도전은 총 13문항으로, 학습자의 확산적이고, 주체적인 학업에 대한 참여 태도를 나타내는 문항으로 배움을 사회문제와 현장실습에 연결, 일상생활과의 연계 및 적용, 자료의 이해, 논리적 비판력, 주도적인 반성적 사고, 노력 등과 관련된 항목을 포함한다. 문항의 예는 ‘배운 내용을 실생활에서의 문제(이슈)나 사회문제와 연결하여 생각해 봄’, ‘수업에서 배운 직무 관련 내용을 현장실습이나 일상생활에 적용해 봄’ 등이다. 척도는 ‘거의 안함’ 1에서 ‘매우 자주’ 4까지의 Likert 4점 척도로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 학업의 도전적 경험 정도가 높음을 의미한다. 남신동 외(2019)에서 제시한 신뢰도는 .966이고, 본 연구에서 확인한 학업도전의 전체 신뢰도(Cronbach’s)는 .907이다.
3.2.3. 핵심역량 향상
본 연구에서 활용한 NASEL의 핵심역량 향상은 총 9문항으로, 비판적 사고력, 의사소통능력, 창의⋅융합능력, 문제해결능력, 협력⋅협억능력, 자기관리능력, 글로벌 역량, 전공직무능력, 인문적 소양과 관련된 항목으로 문항의 예는 ‘비판적 사고력(합리적 추론과 타당한 증거를 기초로 상황을 검토⋅이해⋅평가⋅분석할 수 있는 능력)’, ‘의사소통 능력(다양한 상황에서 말 또는 글로 자신의 생각과 감정을 효과적으로 표현하며, 타인의 의견을 존중할 수 있는 능력)’ 이다. 척도는 ‘변화 없음’ 1에서 ‘매우 향상’ 4까지의 Likert 4점 척도로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 핵심역량의 향상도가 높음을 의미한다. 남신동 외(2019)에서 제시한 신뢰도는 .952이고, 본 연구에서 확인한 핵심역량 향상의 신뢰도(Cronbach’s)는 .900이다.
3.2.4. 교수-학생 상호작용
본 연구에서 활용한 NASEL의 교수-학생 상호작용은 총 6문항으로, 학업계획, 수업내용 및 과제, 시험 및 성적, 진로 및 취⋅창업, 경제적 문제 및 기타와 관련된 항목으로 문항의 예는 ‘학업계획 및 전공에 대해 교수와 상담함’, ‘경제적 문제, 대인관계 등 개인적인 일로 교수와 상담함’ 등이다. 척도는 ‘거의 안함’ 1에서 ‘매우 자주’ 4까지의 Likert 4점 척로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 교수-학생 상호작용이 높음을 나타낸다. 남신동 외(2019)에서 제시한 신뢰도는 .905이고, 본 연구에서 확인한 교수-학생 상호작용의 전체 신뢰도(Cronbach’s)도 .903이다.
3.3. 분석방법
본 연구는 대학생의 교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계에서 학업도전의 매개효과를 검증하고, 교양교육 만족도와 학업도전 관계에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 검증하고 하였다. 자료 분석은 다음과 같은 절차로 진행하였다. 첫째, 연구대상이 가지는 일반적 특성을 파악하기 위해 기술통계를 실시하였고, 각 변인들 간의 관련성을 살펴보기 위하여 상관분석(Pearson’s correlation)을 실시하였다. 둘째, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계에서 학업도전의 매개효과를 분석하기 위해 SPSS Macro PROCESS를 사용하였다. 셋째, 교양교육 만족도와 학업도전 사이에서 교수-학생 상호작용의 조절효과 및 조절된 매개효과를 나타내는지 분석하고 통계적 유의성을 판단하기 위해 Bootstrapping을 실시하였다. Hayes (2017)가 권장하는 10,000개의 표본, 95% 신뢰구간에서 상한값과 하한값의 계수가 0을 포함하는지 여부를 바탕으로 유의성을 평가하였다.
4. 연구결과
4.1. 변인들의 기술통계 및 상관관계 결과
본 연구에서 설정한 주요 변인들의 기술통계와 상관분석 결과는 <표 2>와 같다. 변수의 평균값은 1.813~3.171로 나타났다. 각 변수의 정규성을 확보하기 위한 왜도의 범위는 절대값 .067~1.045이고, 첨도의 범위는 절대값 .113~.732 사이로 나타났다. 이는 기준값인 왜도 절대값 3 미만, 첨도 절대값 8 미만으로 정규성 가정을 충족, 통계적 추정에 영향을 주지 않는 것으로 판단하였다(Kline, 2005). 또한 다중공성선 또한 모두 10 미만으로 나타나 정규분포 가정에 위배되지 않는 것으로 나타났다. 주요변수들은 모두 유의한 상관관계를 나타내었다.
변인들 간의 상관관계 및 기술통계
4.2. 교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계에서 학업도전의 매개효과
교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계에서 학업도전의 매개효과를 검증한 분석결과는 <표 3>과 같다. 분석결과, 모든 경로에서 유의한 효과를 나타냈다. 첫째, 교양교육만족은 학업도전에 유의한 정적 효과(coeff =.372, 95% CI [.361, .382], p<.001)를 나타냈다. 둘째, 학업도전은 핵심역량 향상에 유의한 정적 효과(coeff =.456, 95% CI [.447, .466], p<.001)를, 교양교육 만족도는 핵심역량 향상에 유의한 정적 효과(coeff =.298, 95% CI [.286, .310], p<.001)를 나타냈다.
교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관계에서 학업도전의 매개효과
4.3. 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상의 관계에서 교수-학생 상호작용의 효과
교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상의 관계에서 교수-학생 상호작용의 영향력을 확인한 결과는 <표 4>와 같다. 첫째, 교양교육 만족도와 교수-학생 상호작용의 교호작용 효과분석에서(coeff = .034, 95% CI [.020, .049]) 통계적으로 유의한 교호작용 효과가 나타났다(p<.001). 둘째, 교양교육 만족도, 학업도전, 핵심역량 향상의 관계에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과는(coeff = .016, 95% CI [.008, .023]) 모든 수준에서 상한값과 하한값 사이에 0이 포함되지 않아 통계적으로 유의하였다.
교수-학생 상호작용 효과 크기
교양교육 만족도와 학업도전, 핵심역량 향상과의 관계에서 교수-학생 상호작용의 교호작용 조건부 효과 분석은 모든 수준에서 상한값과 하한값 사이에 0이 포함되지 않았고 통계적으로 유의하였다. 그 결과는 <표 5>와 같다.
교수-학생 상호작용의 교호작용 조건부 효과 크기
5. 논의 및 시사점
본 연구는 교양교육 만족도에 관심을 갖고, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상과의 관계에서 학업도전의 매개효과를 확인하고, 교양교육 만족도와 학업도전과의 관계에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 확인하는 것을 연구 목적으로 하였다. 연구목적을 달성하기 위해 한국교육개발원이 실시하는 교수⋅학습 과정 설문 데이터 중 학생조사(NASEL)를 사용하여 전국 일반대학 학생들이 인식하는 교양교육 만족도와 핵심역량 향상, 학업도전, 교수-학생 상호작용을 분석하였다. 분석결과를 바탕으로 연구결과를 논의하면 다음과 같다.
첫째, 교양교육 만족도, 핵심역량 향상, 학업도전, 교수-학생 상호작용 간의 관계를 확인한 결과, 각 변인들 간의 관계는 모두 통계적으로 유의한 정적 상관관계를 나타내었다. 구체적으로 교양교육 만족도는 핵심역량 향상, 학업도전, 교수-학생 상호작용과 유의한 정적 상관을 보였고, 학업도전과 핵심역량 향상, 교수-학생 상호작용, 핵심역량 향상과 교수-학생 상호작용도 유의한 정적 상관관계를 나타내었다. 이는 교양교육 만족도가 높을수록 교수와의 상호작용이 활발해지고, 학습자가 도전적인 학습 활동에 참여하는 것이 촉진되며, 핵심역량도 향상되었다고 지각하는 것을 의미한다. 이러한 결과는 교양교육 만족도와 핵심역량 간에 유의한 관계를 파악한 선행연구를 지지하고(김경희 외, 2023; 김윤정, 이기원, 2024), 교양수업 만족도 혹은 인지적 학습성과와 학업도전, 교수-학생 상호작용이 유의한 관련성이 있음을 보고한 연구들과 맥을 같이 한다(송영명 외, 2018; 장유진 외, 2022). 교수와의 학업적 상호작용과 도전적 학습활동이 활발한 것도 핵심역량 향상과 관련이 있었다. 이는 적극적이고 능동적인 학습활동이 역량 향상에 긍정적 관련이 있음을 보고한 선행연구에 부합하고(임경수, 2022), 주도적인 학습과 교수-학생 상호작용을 증진시키는 것이 핵심역량과 학습동기 향상에 필요하다는 연구결과를 지지한다(조미경, 김미영, 2018). 학생들이 지각하는 교양교육에 대한 만족도는 핵심역량의 향상을 비롯한 다양한 도전적 학습활동, 교수와의 상호작용과 관련이 있었다. 핵심역량 제고를 위한 교양교육과정 편성과 운영에 대한 분석과 비판, 역량기반 교양교육에 대한 교육적 타당성에 대한 비판이 제기되고 있으나(손종현, 2022) 교양교육이 추구하는 비판적 사고력, 의사소통능력, 융합적 사고 및 창의적 문제해결력, 협업능력 같은 교육목표는 고등교육 단계에서 학생들에게 요구되는 일반적인 역량과 무관하지 않다(손승남 외, 2021). 이는 본연의 교양교육을 충실히 수행하는 것이 역량 함양에도 도움을 줄 수 있음을 시사한다.
둘째, 교양교육 만족도와 핵심역량 향상과의 관계에서 학업도전의 매개효과를 검증한 결과, 교양교육 만족도는 핵심역량 향상에 영향을 미치고 학업도전은 핵심역량 향상에 유의한 관련성을 보이며, 학업도전이 교양교육 만족도와 핵심역량 향상을 매개하는 것을 확인하였다. 교양교육 만족도가 핵심역량 향상에 직접적인 관련성을 나타내며, 학업도전을 통해 핵심역량 향상에도 영향을 나타내었다. 교양교육에 대한 만족도는 학생들이 지식을 탐구하고 습득한 지식을 실제 상황에 적용하는 창의적이고 도전적인 학습 활동을 통하여 핵심역량이 향상되었다고 인식하는 것과 관련이 있었다. 이러한 결과는 도전적 학습경험이 많을수록 핵심역량 수준이 높고, 학업도전을 학습참여 변인으로 간주하고 학업도전을 교육성과와의 관계에서 매개요인으로 확인한 선행연구를 지지한다(소연희, 2018; 홍효정, 이영, 2024). 본 연구결과는 핵심역량 강화를 위해 교양교육에 대한 긍정적인 인식을 높이고 수업에서 학습자가 도전감을 발휘할 수 있는 학습활동이 중요함을 확인하였다. 따라서 교양수업 운영 시, 학생들이 적극적으로 학습활동에 참여하고 도전감을 가질 수 있도록 지원하는 것이 필요하다. 예를 들어, 학습내용을 암기하기보다 수집한 학습 자원을 바탕으로 다각적인 관점에서 과제의 방향을 탐색하여 독창적인 방법으로 문제를 해결하는 고차원적 학습을 진행하고, 습득한 지식을 실제 생활에 적용하거나 활용할 수 있도록 모색하고 여러 관점에서 문제를 분석하여 새로운 해결책을 탐색하는 반성적⋅통합적 학습을 진행하는 것이다(소연희, 2018). 또한 학생들이 문제해결 과정에서 타당한 정보를 근거로 활용하고, 자신만의 학습전략을 찾을 수 있도록 지원하는 것이 필요하다.
셋째, 교양교육 만족도와 학업도전과의 관계에서 교수-학생 상호작용의 조절된 매개효과를 검증한 결과, 교수-학생 상호작용의 조절효과를 확인하였다. 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향이 교수-학생 상호작용 수준에 따라 효과 크기가 상이하였다. 구체적으로 교수-학생 상호작용이 많을수록 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향력이 증가하였다. 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향력이 교수-학생 상호작용 수준에 따라 달라지는 것은 교수-학생 상호작용이 교양수업 만족도와 관련이 있고, 교수와의 상호작용이 학생들을 수업에 참여하도록 유도하는 중요한 요인이라는 선행연구를 지지한다(배상훈, 장환영, 2018; 송영명 외, 2018). 이러한 결과는 교양수업에 대한 만족도를 높이고 학생들을 도전적인 학습활동에 참여시키기 위해서는 교수자가 학생들과 활발한 상호작용을 시도하는 것이 중요함을 보여준다. 교수와의 상호작용 양상을 상중하로 유형화한 선행연구에서 낮은 수준의 상호작용은 성공적인 대학생활과 학업성과에 부정적인 영향을 미칠 수 있으므로(곽은주, 배상훈, 2019), 상호작용이 적은 학생들에게는 동료와의 상호작용을 유도하는 학습커뮤니티 활동을 장려하는 한편 교수와의 학업상담, 멘토링 제도 등을 고려해 볼 수 있다. 수업에서 상호작용의 방법과 강도, 빈도 등은 교수와 학생의 특성이나 관계에 따라 상이할 수 있다. 상호작용에 대한 인식이나 유형을 탐색하는 설문은 교수-학생 상호작용을 이해하는데 유용할 수 있다(이재열, 2019).
본 연구는 교양교육 만족도에 관심을 가지고 핵심역량 향상을 포함한 관련 변인들 간의 관련성을 파악하였다. 연구결과를 바탕으로 교양교육과정 운영과 관련된 시사점을 논의하면 다음과 같다. 첫째, 질적으로 풍부한 수업환경의 하나로 교양교과목이 운영되어야 한다. 본 연구에서는 교양교육 만족도와 핵심역량 향상의 관련성을 확인하였다. 이는 교양교육이 추구하는 교육목표와 핵심역량이 관련성을 시사하며, 교양교육의 본질을 잘 드러내고 교양교육에 부합하는 교양교과목 운영이 핵심역량 향상에 공헌할 수 있음을 의미한다. 학생들이 교양교육에 대해 긍정적인 인식을 갖는 것은 역량 향상과 관련이 있고, 학생들에게 최적의 수업환경을 제공하는 것은 중요하다. 이는 사회체제적 관점을 적용한 학습참여이론에서 학생의 성장과 참여를 위해 대학 환경의 중요성을 지적한 부분을 지지한다(배상훈, 황수정, 전지혜, 박다슬, 2022). 대학은 적절한 교양교과목 운영을 위하여 교양교과목의 학술성, 보편성, 전인적 성장 등을 판단하고, 수업내용의 적합성을 점검해야 할 것이다. 둘째, 교양수업에서 도전적인 학습 활동이 필요하다. 본 연구에서 교양교육 만족도는 학업도전을 통해 핵심역량 향상에 영향을 미치는 것을 확인하였다. 이는 수업에서 학생들이 지식을 실제 생활에 적용해 보거나 도전감, 비판적 사고를 증진시키는 심화학습, 학습에서 새로운 의미를 찾고 문제를 해결하는 고차원적 과업 활동이 교양수업에서 충분히 이루어져야 함을 시사한다. 그러나 교양교육의 학습성과로 고차적 사고능력이 낮게 인식되고(백평구, 2012), 교양교육에서 정보나 사실의 단순 기억과 전달이 강조되고 분석이나 적용 같은 고차원적인 지적 활동이 덜 강조되고 있다(김남희, 정미애, 2018)는 연구결과도 제시되었다. 따라서 교양수업에서 학생들이 지식이나 이론, 경험 등을 심도깊게 분석하고, 학습한 내용을 실제 문제상황이나 새로운 상황에 적용해 볼 수 있는 기회를 보다 많이 제공하여 도전적 학습경험을 강화하는 노력이 필요하다. 셋째, 교양수업에서 교수자와 학생의 상호작용이 보다 활발해져야 한다. 본 연구에서 교양교육 만족도가 학업도전에 미치는 영향은 교수-학생 상호작용 수준에 따라 상이한 영향력을 발휘하는 것을 확인하였다. 이는 교수와 학생 간의 다양한 상호작용이 도전적인 학습활동을 충분히 강화할 수 있음을 나타낸다. 교수와 학생 간의 상호작용의 질은 학생들의 학습동기를 촉진하는 중요한 역할을 하고(Ames, 1992; Brophy, 1998), 학생과의 관계에 영향을 주는 교수자의 교육적 노력은 학생들의 수업참여를 촉진할 수 있다(김남희, 김종백, 2011). 따라서 교양수업에서 교수자는 수업시간에 진행되는 시험이나 과제에 대한 학업적 피드백 같은 공식적 상호작용과 함께, 수업 시간 외에 모임이나 대화 같은 비공식적 상호작용의 기회를 마련하는 것을 고려해 보아야 한다. 또한 교수와 학생의 자연스러운 상호작용을 위해 대학 차원에서는 교수와 학생의 물리적 거리를 좁히는 공간 배치, 교수업적 평가 반영 등을 고려해 볼 수 있다(송영명, 유신복, 2020; Kuh et al., 2011).
본 연구는 교양교육 만족도가 가지는 학문적 의미를 탐색하였으나 보다 실증적인 활용을 위해 추후연구를 제안하면 다음과 같다. 첫째, 교양교육 만족도를 대학 소재지, 학교규모, 설립유형 같은 대학의 특성에 따라 분석할 필요가 있다. 교양교육의 교육성과가 대학의 소재지나 학교 규모에 따라 상이할 수 있으므로 교양교육 만족도와 핵심역량의 관련성도 대학 특성에 따라 분석할 필요가 있다. 둘째, 전공 계열별 분석을 통해 교양교육에 대한 만족도 제고와 교양수업에 대한 질 관리 방안을 학문분야별로 탐색할 필요가 있다. 셋째, 핵심역량의 성격에 따라 교양교육 만족도와의 관련성을 파악하는 것이 필요하다. 예를 들어, 교양교과목과 관련된 핵심역량을 비판적 사고력이나 의사소통 능력 같은 도구적 성격의 핵심역량과 책임의식, 시민의식, 태도나 가치 같은 총체적 성격의 핵심역량(손승남 외, 2021)을 구분하여 분석하는 것이다.
References
Notes
한국교육개발원 조사자료 목록 https://www.kedi.re.kr/khome/main/research/listSurveyDBFormNew.do