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문제 정의
- [연구문제 2]의 확인에서 보여주는 실용적 참여 동기의 교수 방법에 대한 만족에 대한 영향력, 오락적 참여 동기의 시설 편리에 대한 만족에 대한 영향력, 관계적 참여 동기의 소통에 대한 만족에 대한 영향력, 그리고 목표 지향 참여 동기의 콘텐츠 품질에 대한 만족에 대한 영향력은, 만족이 행위의 동기와 행위의 결과를 연결하는 주요 변인으로도 기능하고 있음을 고려할 때, ‘평생교육 학습자가 무엇에 대한 만족을 중시하는가’ 라는 관점에서 평생교육 학습자의 만족에 대한 구체적 세분화의 필요성과, 이에 영향을 미치는 다양한 참여 동기의 유목화, 그리고 이들의 교차적 적용 필요성을 현실적으로 보여준다. 또한 관리적 측면에서 개별 학습자 중심의, 참여 동기의 맞춤식 고려와 적용 필요성을 함께 제시한다.
- 아울러, 평생교육의 주요 참여층이 4050세대이고, 현실적으로 이들의 평생교육을 통한 사회참여 비중이 상대적으로 높음을 고려할 때, 4050세대로 연구대상을 세분화 한 접근은 논리적인 필요성을 갖는다. 이러한 측면에서 본 연구의 목적은 평생교육에 대한 참여 동기와 관여가 평생교육 학습자의 만족, 지속 수강 의도, 권유 의도에 미치는 영향을 4050세대를 대상으로 실증적으로 확인하는데 있다.
제안 방법
- [연구문제2]의 확인을 위해 평생교육에 대한 참여 동기와 평생교육 학습자의 만족 간의 경로분석을 실시하였다. 그 결과, 실용적 참여 동기는 교수 방법에 대한 만족(β=0.
- [연구문제3]의 확인을 위해 평생교육에 대한 관여와 평생교육 학습자의 만족 간의 경로분석을 실시하였다. 그 결과, 상황적 관여는 콘텐츠 품질에 대한 만족(β =0.
- [연구문제4]와 [연구문제5]의 확인을 위해 평생교육 학습자의 만족과 평생교육에 대한 지속 수강 의도 간의, 그리고 평생교육 학습자의 만족과 평생교육에 대한 권유의도 간의 경로분석을 실시하였다. 그 결과, 지속 수강 의도에는 콘텐츠 품질에 대한 만족(β=0.
- 본 연구의 잠재변인은 평생교육에 대한 참여 동기와 평생교육에 대한 관여이다. 평생교육에 대한 참여 동기는 상호작용적 커뮤니케이션 기반 참여 동기[1][7][8]와 Houle[2]의 전통적 평생교육 참여 동기를 학제적·융합 적으로 적용한 실용적, 오락적, 관계적, 목표지향적 참여 동기로 구분하였다.
- 본 연구의 측정변인은 일차적으로 평생교육 학습자의 만족으로 설정하고, 평생교육 학습자의 만족에 의해 영향을 받는 평생교육 지속수강의도와 평생교육 권유 의도를 추가적인 측정변인으로 설정하였다.
- 상기 네 측정변인을 대상으로 측정 항목의 타당성 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인의 명확한 분류를 위해 직각회전을 실시한 결과, 각 요인별로 요인 적재량이 모두 0.
- 상기 두 측정변인을 대상으로 측정 항목의 타당성 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인의 명확한 분류를 위해 직각회전을 실시한 결과, 각 요인별로 요인 적재량이 모두 0.
- 지속 수강 의도와 권유 의도 측정척도는 각각 선행연구[17-19][35]를 참조하여 본 연구의 목적에 맞게 구성하였다. 각각 3개 문항 7점 Likert scale이 사용되었다.
- 평생교육 학습자의 만족 측정 항목은, 소프트웨어로서 학습자 측면에서의 소통에 대한 만족, 교수자 측면에서의 교수 방법에 대한 만족, 콘텐츠 자체 측면에서의 콘텐츠 품질에 대한 만족, 그리고 하드웨어로서의 시설 측면에서의 시설 편리에 대한 만족으로 유목화하여 구분하였다. 측정 척도는 선행연구[17][38]를 참조하여 본 연구의 목적에 맞게 구성하였다. 각각 3개 문항 7점 Likert scale이 사용되었다.
- 타당성 검토를 위해 탐색적 요인분석이 실시되었고, 명확한 요인 분류를 위해 직각회전이 실시되었다. 그결과 각 요인별 요인 적재량은 모두 0.
- 탐색적 요인분석을 통해 타당성이 검토되었고, 명확한 요인 분류를 위해 직각회전이 실시되었다. 그 결과각 요인별 요인 적재량은 모두 0.
- 평생교육 학습자의 만족 측정 항목은, 소프트웨어로서 학습자 측면에서의 소통에 대한 만족, 교수자 측면에서의 교수 방법에 대한 만족, 콘텐츠 자체 측면에서의 콘텐츠 품질에 대한 만족, 그리고 하드웨어로서의 시설 측면에서의 시설 편리에 대한 만족으로 유목화하여 구분하였다. 측정 척도는 선행연구[17][38]를 참조하여 본 연구의 목적에 맞게 구성하였다.
- 평생교육에 대한 관여 측정 항목은 상황적 관여와 지속적 관여에 대한 기존의 연구[11][37]를 참조하여 본연구의 목적에 맞게 구성하였다. 이에 따라, 상황적 관여와 지속적 관여 모두 각각 4개 항목의 7점 Likert scale로 구성하였다.
- 평생교육에 대한 관여는 지속적 관여와 상황적 관여로 구분하였다. 지속적 관여는 ‘평소에 스스로 평생교육의 중요성을 지속적으로 인식하는 경우’로, 상황적 관여는 ‘주변의 권유가 발생하거나 특정 교육이 필요한 시기에만 중요성을 인식하는 경우’로 조작적 정의를 하였다.
- 평생교육에 대한 참여 동기 측정 항목은 소비자행동 기반의 동기에 대한 선행연구[5][24]와 상호작용적 커뮤니케이션 기반의 동기에 대한 선행연구[1][7][8], 그리고 전통적 평생교육 참여 동기에 대한 선행연구[2]를 학제적으로 참고하여 본 연구의 목적에 맞게 구성하였다. 이에 따라, 관계적, 목표지향적, 실용적, 오락적 참여 동기 모두, 각각 4개 항목의 7점 Likert scale로 구성하였다.
- 평생교육에 대한 참여 동기는 상호작용적 커뮤니케이션 기반 참여 동기[1][7][8]와 Houle[2]의 전통적 평생교육 참여 동기를 학제적·융합 적으로 적용한 실용적, 오락적, 관계적, 목표지향적 참여 동기로 구분하였다.
대상 데이터
- 무작위 편의추출법을 통한 설문조사가 서울과 충청 지역 대학 부설 평생교육원에 지난 1년 6개월 동안 1개월 이상 수강한 경험이 있는 4050세대 350명을 대상으로 실시되었다. 이는 대학 부설 평생교육원에서 45세 이상 성인 학습자의 학습 성과가, 45세 미만 젊은층에 비해 상대적으로 높으며[42], 연령이 높을수록 평생교육 참여율이 높다[43]는 선행연구를 참조한 것이다.
- 설문을 통해 312개의 유효 응답이 수집되었다. 통계 분석을 위해 SPSS 18.
성능/효과
- [연구문제1]의 검증을 위해 평생 교육에 대한 참여 동기와 평생교육에 대한 관여 간의 상관관계를 분석한 결과, 실용적 참여 동기는 평생교육에 대한 상황적 관여와(r=.499, p<.05), 오락적 참여 동기는 평생교육에 대한 상황적 관여와(r=.265, p<.05), 관계적 참여 동기는 평생교육에 대한 지속적 관여와(r=.123, p<.05), 목표지 향적 참여 동기는 평생교육에 대한 지속적 관여와 (r=.352, p<.05), 긍정적인 상관관계가 상대적으로 더 높은 것으로 나타났다.
- 각 요인의 구성 항목 간 신뢰도 검증 결과, 상황적 관여와 지속적 관여의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.94, 0.92로 나타나 두 요인 모두 높은 신뢰도가 입증되었다[표 4].
- 각 요인의 구성 항목 간 신뢰도를 검증한 결과, 관계적, 목표지향적, 실용적, 오락적 참여 동기의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.95, 0.93, 0.92, 0.91로 측정되어, 네 동기 요인 모두 높은 신뢰도가 입증되었다[표 3].
- 각 요인의 구성 항목 간의 신뢰도 검증 결과, 소통에 대한 만족, 교수 방법에 대한 만족, 콘텐츠 품질에 대한 만족, 시설 편리에 대한 만족의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.89, 0.82, 0.74, 0.72로 측정되어 네 요인 모두 높은 신뢰도를 보였다[표 5].
- 각 요인의 구성 항목 간의 신뢰도 검증 결과, 지속 수강 의도와 권유 의도의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.91, 0.72로 측정되어 두 요인 모두 높은 신뢰도를 보였다[표 6].
- 개념 타당성의 확인 결과, 두 잠재변인 구성 항목 간의 표준 화된 요인부하량(β)은 모두 0.8 이상(p<.05)으로 확인되었고, 집중타당성의 경우, 두 잠재변인의 평균분산추 출값(AVE)은 모두 기준치인 0.5 이상, 개념신뢰도(CR) 는 기준치인 0.7 이상으로 확인되어 통계적으로 유의함이 입증되었다.
- 결과적으로 [연구문제 1]의 확인에서 보여주는 평생교육에 대한 실용적 참여 동기와 평생교육에 대한 상황적 관여와의 높은 상관관계는, 앞에서 실용적 참여 동기를 ‘평생교육을 통해 정보와 지식 습득을 우선으로 추구하는 동기’[1] 라고 정의한 바, 학습이 필요시되는 특정 시기에 높아지는 상황적 관여와 함께 실용적 참여 동기가 상대적으로 더 크게 활성화 될 수 있음을 암시한다.
- 그 결과, 상황적 관여는 콘텐츠 품질에 대한 만족(β =0.200, t=2.81, p<0.05), 소통에 대한 만족(β=0.153, t=2.68, p<0.05), 교수 방법에 대한 만족(β=0.138, t=1.91, p<0.05) 순서로 영향력을 미치는 것으로 나타났고, 지속적 관여는 교수 방법에 대한 만족(β=0.305, t=4.16, p<0.05), 콘텐츠 품질에 대한 만족(β=0.298, t=4.23, p<0.05), 소통에 대한 만족(β=0.07, t=1.25, p<0.05) 순서로 영향력을 미치는 것으로 나타났다.
- 그 결과, 실용적 참여 동기는 교수 방법에 대한 만족(β=0.237, t=3.23, p<0.05)에, 오락적 참여 동기는 시설편리에 대한 만족(β=0.335, t=4.37, p<0.05)에, 관계적 참여 동기는 소통에 대한 만족(β=0.580, t=11.0, p<0.05)에, 목표지향 참여 동기는 콘텐츠 품질에 대한 만족(β=0.277, t=4.08, p<0.05)에 상대적으로 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 그 결과, 지속 수강 의도에는 콘텐츠 품질에 대한 만족(β=0.890, t=8.62, p<0.05), 소통에 대한 만족(β=0.052, t=.903, p<0.05) 순서로 영향력을 미치는 것으로 나타났고, 권유 의도에는 시설 편리에 대한 만족(β=0.431, t=6.11, p<0.05), 콘텐츠 품질에 대한 만족(β=0.336, t=5.18, p<0.05), 교수방법에 대한 만족(β=0.102, t=1.74, p<0.05) 순서로 영향력을 미치는 것으로 나타났다.
- 탐색적 요인분석을 통해 타당성이 검토되었고, 명확한 요인 분류를 위해 직각회전이 실시되었다. 그 결과각 요인별 요인 적재량은 모두 0.7 이상이고, 네 동기 요인의 Eigen Value 값은 각각 21.7, 16.7, 11.7, 9.39로 나타나 평생교육에 대한 참여 동기 측정 척도의 구성 개념은 타당성이 있는 것으로 밝혀졌다. 각 요인의 구성 항목 간 신뢰도를 검증한 결과, 관계적, 목표지향적, 실용적, 오락적 참여 동기의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.
- 타당성 검토를 위해 탐색적 요인분석이 실시되었고, 명확한 요인 분류를 위해 직각회전이 실시되었다. 그결과 각 요인별 요인 적재량은 모두 0.7 이상이고, 두 관여 요인의 Eigen Value 값은 각각 17.3, 7.84로 나타나 평생교육에 대한 관여 측정 척도의 구성 개념은 타당성이 있는 것으로 밝혀졌다. 각 요인의 구성 항목 간 신뢰도 검증 결과, 상황적 관여와 지속적 관여의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.
- 본 연구의 잠재변인인 평생교육 참여 동기 측정 항목을 대상으로 실시한 확인적 요인분석(CFA) 결과, 잠재 적인 측정 모형의 적합도는 적절한 것으로 확인되었다 (χ2=321.2, df=237, p=0.00, NFI=0.952, RFI=0.944, IFI=0.987, TLI=0.985, CFI=0.987, RMSEA=0.034).
- 상기 네 측정변인을 대상으로 측정 항목의 타당성 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인의 명확한 분류를 위해 직각회전을 실시한 결과, 각 요인별로 요인 적재량이 모두 0.7 이상이면서, 네 요인의 Eigen Value 값이 각각 10.5, 9.25, 6.06, 4.24로 나타나 본 연구의 네 측정변인에 대한 측정 척도의 구성 개념 타당성이 입증되었다.
- 상기 두 측정변인을 대상으로 측정 항목의 타당성 검증을 위해 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인의 명확한 분류를 위해 직각회전을 실시한 결과, 각 요인별로 요인 적재량이 모두 0.7 이상이면서, 두 요인의 Eigen Value 값이 각각 10.8, 4.46으로 나타나 본 연구의 두 측정변인에 대한 측정 척도의 구성 개념 타당성이 입증되었다. 각 요인의 구성 항목 간의 신뢰도 검증 결과, 지속 수강 의도와 권유 의도의 Cronbach’s α 계수가 각각 0.
- [표 8]은 상관계수, 분산추출지수, 결정계수 비교를 통한 잠재변인들 간의 판별타당성 분석 결과이다. 이 표에서 대각선의 계수는 분산추출지수(AVE), 대각선 윗부분은 상관계수, 대각선 아랫부분은 결정계수인 바, 결정계수가 분산추 출지수 보다 작게 나타나 구성 개념 간 판별타당성이 적절함이 확인되었다.
후속연구
- 이는 학습자의 만족을 이끌어내는 그 ‘무엇’을 얼마나 정교하게 세분화 하고그 개별 요인이 학습자에게 의미하는 바를 얼마나 정확하게 파악하느냐에 따라, 학습 지속성과 권유의지에 미치는 그 ‘무엇’의 개별적 영향력에 대한 적확한 예측력과 관리 능력이 좌우될 수 있음을 함축하고 있다. 아울러 이러한 결과는 평생교육 학습자의 태도 이해에 있어 이성적 측면과 감성적 측면을 모두 포함하는 심리적 변인 파악의 중요성을 단적으로 보여주고 있으며, 향후 후속 연구에서 심리학적 접근을 포함하는 학제적 연구의 지속적인 필요성도 함께 제시하고 있다.
- 하지만, 동기와 관여 개념의 추가적 세분화에 따라, 조사 대상의 프로그램 선호도와 학습 기간에 따라, 그리고 이들 변인들 간의 관계에 영향을 미칠 수 있는 학제적 측면의 다른 변인, 혹은 학습자 만족의 조절변인 화·매개변인화에 의해 더욱 깊이 있는 태도 변화의 측정과 예측이 가능한 바, 차후의 연구에서는 반드시 이러한 한계점이 고려되어야 할 것으로 판단된다.
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