항공서비스전공 대학생의 디지털 리터러시 역량이 학습몰입, 학습만족, 학습성과에 미치는 영향에 관한 연구

리터러시(literacy)란 일반적으로 문자화된 지식의 내용과 정보를 이해하는 능력을 말한다. 이것은 일상적으로 사용하는 언어의 개념과 더불어 시대적 혹은 문화적으로 통용되는 언어를 포함하는 것이다(한국콘텐츠진흥원, 2013). 이후 리터러시는 사회의 변화와 의사소통을 위한 경로가 다양화됨에 따라 그 시대에 구성원이 갖추어야 할 능력으로 인식이 확대되어 왔다(이영미 외, 2016). 또한, 최근에는 디지털 정보화 사회로 전환되는 환경적 요구에 의해 디지털화된 정보를 습득 및 활용하고 생활에 적용하기 위한 디지털 리터러시가 강조되고 있다(Bawden, 2008).

Glister(1997)는 이러한 디지털 리터러시(digital literacy)의 개념을 처음으로 도입하였으며, 단순히 컴퓨터를 사용할 수 있는 능력을 넘어선 인터넷을 통해 발견한 정보의 가치를 효과적으로 평가하기 위한 학습자들의 비판적인 사고능력으로 설명하였다. 또한, 디지털 기술을 활용하여 정보를 탐색하고 분석, 평가, 관리하며, 가치를 창출하기 위한 개발활동과 더불어 효과적인 의사소통과 협력을 가능하게 하는 능력을 의미한다(김혜정, 2016). 특히 현재의 테크놀로지 기반 사회에서는 필수적으로 요구되는 핵심역량으로서 그 중요성이 인식되고 있다(김수환 외, 2017). 다시 말해 스마트 사회에서는 정보 인프라와 기술, 지식을 적용하여 자신의 생활의 질을 향상시키고, 개인의 능력을 최대를 발휘하여 사회 및 문화적 가치 창출에 능동적으로 대처할 수 있는 디지털 역량을 가진 인재가 요구된다는 것을 의미한다(강정묵 외, 2014).

이와 같이 인재양성을 위한 관점에서 디지털 리터러시 역량에 대한 연구는 변화하는 환경에 따라 지속적으로 연구되었으며, 더불어 최근 학습환경이 디지털화 되면서 학습자와 교수자의 주요한 역량임을 강조하였다. 곽은지(2016)는 디지털 리터러시 역량이 성공적인 학습을 위한 중요한 요소라고 인식하고 사이버대학의 학습대상자의 디지털 리터러시 역량이 학습성과의 미치는 영향관계를 분석하였다. 디지털 리터러시 역량을 접근, 이용, 창조적 생산으로 구분하였으며, 디지털 리터러시 접근, 이용 역량이 높을수록 학습참여도가 향상된다는 결과를 가져왔다. 또한, 디지털 리터러시 역량을 모두 갖추는 것은 성공적인 학습의 결과인 학업성취도에도 중요한 역할을 한다는 것을 확인하였다. 김보현과 이홍제(2019)는 유아교육의 환경에서 교사의 디지털 리터러시와 교수효능감이 스마트 교육 실행에 미치는 영향을 분석하였으며, 디지털에 관한 속성을 컴퓨터 리터러시, 정보 리터러시, 지식 리터러시를 구분하여 영향관계를 확인하였다. 그 결과 교사의 지식 리터러시와 컴퓨터 리터러시는 교수효능감에 긍정적인 영향을 나타냈으며, 스마트 교육의 실행을 위한 스마트 교육에 대한 충분한 이해가 선행되어야 함을 강조하였다.

따라서, 본 연구에서는 스마트 학습과 일반 학습이 병행되는 항공서비스학전공 대학생의 학습환경을 반영하여 김동호(2021)가 제시한 디지털 리터러시의 역량 중 정보활동과 자기학습의 속성을 연구에 적용하였다.

학습몰입은 몰입의 개념을 학습활동에 적용한 것으로, 학습자가 일정한 학습과제를 수행하는 과정에서 활동에 완전히 집중한 최적의 심리상태를 말한다(박지윤, 2017). 학습몰입에 관한 초기의 인식은 학습자가 과제에 참여하는 시간을 의미하였으나(Austin, 1993), 점차 학습자가 학습과정 중에 경험하는 흥미, 노력, 집중을 포함하는 개념으로 변화하였다(Marks, 2000).

학습상황에서 몰입이론이 주목을 받게 되는 이유는 학습자의 열정적인 학습활동을 가능하게 하고, 학습시간을 단축시키며 결과적으로 학습만족과 학습성과에 긍정적인 영향을 주는 주요한 역할을 하기 때문이다(채유미 외, 2009). 즉, 학습을 통한 몰입의 경험이 학습자의 만족감과 같은 내재적 동기를 높이고, 이를 통해 높은 수준의 학업성취도로 연결된다는 것이다(김아연 외, 2010). 따라서, 학습몰입 자체를 통한 동기의 제공은 학습자의 개별의 긍정적인 심리변화와 학습습관을 지속시킬 수 있는 원동력이 될 수 있다(정현희, 2020).

한편 학습상황을 포함하는 몰입의 구조적 속성은 Csikszentmihalyi(1990)이 제시한 도전과 능력의 조화, 명확한 목표, 구체적 피드백, 행동과 의식의 통합 등 9가지의 요소가 근간이 되고 있으며, 연구자의 환경에 따라 재구성한 요소를 연구에 적용하고 있다. 대표적으로 Jackson and Marsh(1996)은 몰입을 학습 흐름 단계별 척도를 반영하여 학습과제몰입, 학습과정몰입, 사고통합몰입으로 구성하였으며, Fredricks et al. (2004)은 행동, 인지 그리고 감정적 몰입을 포함한 다차원적 접근을 강조하였다(유지원, 2011).

이러한 몰입에 관한 연구를 살펴보면, 동기, 성과, 진로 등 다양한 영향관계를 확인할 수 있다. 강명숙과 방은령(2014)은 대학생의 자기주도성 학습몰입, 진로결정효능감, 진로탐색행동 간의 인과적 관계를 살펴보았으며, 학습몰입을 인지적 몰입과 정의적 몰입으로 구분하여 연구에 반영하였다. 학습몰입을 통해 몰입대상, 영역에 대한 유능함을 인식하고, 몰입내용에 대한 긍정적인 기대가 형성되어 궁극적으로 진로를 위한 목표활동이 달성될 수 있음을 확인하였다. 즉, 몰입의 경험 수준에 따라 긍정적 미래관이 형성되는 것이다. 장재윤 외(2007)는 대학교 4학년 재학생을 대상으로 하여 전공의 몰입수준을 하나의 구성개념으로 간주하여 취업의 질에 미치는 영향을 분석하였다. 재학 중 전공에 몰입을 하는 학생들은 자신의 특성과 가치에 부합하는 직무를 갖게 되고, 자신의 능력, 수준에 적합하고 동반성장이 실현되는 직장에 취업이 가능하게 된다고 설명하였다. 또한, 취업 후 자신의 조직에 소속감을 높일 수 있다는 결과를 가져욌다. 따라서, 선행연구를 통하여 학습몰입의 구성요인을 표본의 환경과 성질에 따라 구분하였으며, Fredricks et al.(2004)의 연구를 반영하여 인지몰입, 감성몰입, 행동몰입으로 분류하여 연구에 적용하였다.

학습만족은 학습과정 전반에서 인식되는 경험과 성과 등 학습자의 긍정적이고 유쾌한 상태를 나타내는 것이다(Elliot and Healy, 2001). 또한, 교육적 경험으로 작용하는 긍정적 연상의 수준으로 설명된다(정기수, 2011). 즉, 학습자가 학습으로 인하여 성취, 인정, 보상 등이 이루어질 것이라 생각하는 기대의 감정을 의미한다(전선영, 2013). 이러한 학습만족은 일반적으로 학습자 스스로가 기대하는 주관적인 판단에 의하여 학습의 지속여부를 결정하거나 활성화에 영향을 미칠 수 있으므로 학습과정에 대한 중요한 요인으로 작용한다(이영은, 2010). 그리고 교육의 성과 혹은 품질을 반영하며, 학습자의 학업성취도, 성공 등을 결정하므로 반드시 고려되어야 하는 요소이다(이정미와 이길재, 2018).

하지만 학습만족은 교육의 질과 효과성에 대한 객관적인 지표로 간주하기 한계가 존재하므로 만족도 측정을 위한 도구의 개발은 어려울 수 있다. 그럼에도 불구하고 다양한 지표를 활용하여 학습자의 주관적 효과를 확인하고 적절한 학습이 가능하도록 하기 위한 자료로 활용되는 추세이다(고유성, 2012).

이전의 학습만족의 측정은 주로 교육내용이나 교육방법에 집중되어 실시되었으나, 최근에 이르러 교육적 요구의 다양성으로 인하여 교육환경, 강사수준, 교육기자재, 교육서비스 등 다양한 측면을 고려하는 특징이 있다(김지현, 2011). 또한, 학습상황에서 이루어지는 지식과 관련한 지적인 측면인 인지적 만족과 학습과정에서 경험하는 감정적 측면인 정서적 만족으로 구분되기도 한다(김은하, 2019).

이러한 학습만족에 관한 연구를 살펴보면, 임영재와 이경희(2021)는 초등학생을 대상으로 하여 초등학생의 학업성취동기, 학습몰입, 학습만족, 학업적 자기효능감 간 관계를 분석하고자 하였다. 학습만족은 학업 수행을 성취하고자 하는 행동에 도전하고 실행하는 능력을 향상시키는 것으로 나타났다. 또한, 학습만족을 이끌기 위하여 자유로운 허용적 학습분위기와 다양한 소통 창구를 이용할 필요성이 있음을 시사하였다. 이수진과 김창현(2021)은 평생교육기관의 성인학습자를 대상으로 하여 서비스교육품질이 학습만족, 학습지속의도에 미치는 영향을 규명하고자 하였다. 평생교육의 성인학습자의 다양성을 고려할 때, 학습만족의 영향력을 분석하는 것은 학업을 지속하는 데 중요한 역할을 할 것이라 예측하였다. 그 결과, 학습만족은 학업지속의도에 유의한 영향을 나타냈으며, 특히 수강료 수준, 복지혜택 등에 비해 교육기관, 제공되는 프로그램, 서비스에 대한 긍정적 인식이 향후 학습자가 학습에 대한 연속성을 높이기 위한 더욱 주요한 요인이라고 강조하였다.

따라서, 본 연구에서는 학습만족을 학습에 대한 전반적인 만족감, 학습도움, 학습가치 등을 포함하는 단일 차원으로 구성하여 연구에 적용하였다.

학습성과는 연구자들에 의해 다양하게 개념화되었지만, 일반적으로 교육분야에서는 학습자가 학습의 과정에서 얻게 되는 이익과 혜택이라 할 수 있다(Boone, Safrit, and Jones, 2002). 또한, 학습자가 교육을 통하여 나타낸 결과이며, 학습가치와 목적을 실현하기 위해 계획을 수립하고 계획에 따른 수행 활동의 결과를 파악하는 것이다(Suchman, 1967). 즉, 교육과정의 종착점에서 지식을 기반으로 하여 어떠한 결과가 도출되는가에 집중을 하는 결과 중심의 접근방법이다(윤지아와 김진태, 2019).

특히 대학교육의 측면에서 미국대학협의회(Association of American Colleges and Univercity)는 대학생 성과의 속성을 전공지식과 문제해결 등의 인지적 성과와 더불어 윤리적 사고, 시민의식 등과 같은 사회적 및 정서적 향상을 포함하는 것이라 설명하였다(홍지인과 배상훈, 2018). 또한, Shavelson(2010)은 학습성과를 고등교육 단계에서 육성되어야 하는 핵심능력 즉 실제로 지식을 활용할 수 있는 능력인 의사소통능력, 종합적 사고능력 등으로 제시하기도 하였다. 한편으로는 연구자에 따라 성과가 확인되는 시기적인 요인에 의해 단기적 및 장기적, 지속적 성과로 구분할 수 있으며, 성과의 경로에 따라 간접적 성과, 직접적 성과로 분류되기도 하였다(허경철과 김영화, 1996). 궁극적으로 학습성과의 설정은 교수자 스스로가 가르칠 내용을 더욱 잘 인지하게 하고, 학습자들은 자신이 수행하는 학습에 책임감을 가지게 하는 작용을 한다(이동엽과 양은배, 2016).

학습성과에 관한 연구를 살펴보면, 고장완 외(2014)는 학습성과의 이론을 바탕으로 대학환경, 교수상호작용, 수업의 참여, 경험을 통합 간의 구조적 관계를 확인하고자 하였다. 대학환경, 교수상호작용, 수업참여에 대해 긍정적인 인식이 강할수록 학습성과의 수준이 높아지며, 대학의 학업적 및 환경적인 차원의 어떤 부분이든 강조인식이 높으면 성취에 대한 전반적인 인식이 높아진다는 것을 의미하는 결과이다. 그러므로 대학은 학생의 성과를 중요시한다는 인식을 전달할 수 있는 환경을 조성할 필요가 있으며, 실질적인 성취 지향적인 정책을 추진해야 한다고 강조하였다. 신소영과 권성연(2014)은 진로와 학습과의 관련성을 종합적으로 분석하고자 대학생의 진로결정 수준이 학습과정과 학습성과에 미치는 영향을 파악하였다. 그 결과 진로결정이 학습 과정뿐 아니라 학습성과에도 영향을 미치므로 신입생 초기단계에서 다양한 진로탐색 활동을 통해 학생들이 적절한 진로결정을 할 수 있도록 적극적으로 지원할 필요가 있음을 시사하였다. 또한, 대학교육을 학생주도적으로 충실히 해 나가는 것은 성공적인 취업을 가능하게 하고, 대학교육의 성과 향상을 가져올 것으로 설명하였다.

따라서, 본 연구에서는 학습성과에 대해 자기보고형식의 인지학습척도를 반영하여 연구에 적용하였다.

본 연구는 항공서비스전공 대학생의 디지털 리터러시 역량(기술활용, 자기학습), 학습몰입(행동몰입, 인지몰입, 감정몰입), 학습만족, 학습성과의 영향관계를 살펴보기 위해 Fig. 1과 같은 연구모형을 설정하였다.

Fig. 1. Research model

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본 연구는 앞에서 제시한 실증 연구모형을 토대로 다음과 같은 가설을 설정하였다.

본 연구에 사용한 설문은 기존 문헌연구를 통해 도출한 문항을 토대로 예비 조사를 실시하였으며, 수정 및 보완한 내용을 적용하였다. 설문지는 항공서비스전공 대학생의 디지털 리터러시 역량(김동호, 2021)을 알아보기 위한 7문항을 비롯하여 학습몰입(요우가, 2021; 김주희, 2020)을 측정하기 위해 총 17문항으로 구성하였다. 또한, 학습만족(박지윤, 2017)을 측정하기 위한 6문항, 학습성과(박윤희, 2020)를 측정하기 위한 7문항을 포함하여 최종 37문항으로 측정하였다. 설문의 척도는 5점 리커트 척도를 사용하였다. 상세한 구성개념에 관한 설명은 Table 1과 같다.

본 연구는 2021년 11월 5일∼12월 15일까지 수도권 및 충청지역 대학에 재학 중인 항공서비스전공 대학생을 대상으로 설문을 실시하였으며, 총 218부의 설문을 배포하였으나 불성실 답변 1부를 제외한 217부를 최종분석에 사용하였다. 연구의 가설을 검증하기 위해 설문을 바탕으로 SPSS 21과 AMOS 21 통계패키지 프로그램을 활용하여 분석하였다. 첫째, 인구통계학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 측정문항의 타당성과 신뢰성 확보를 위해 탐색적 요인분석 및 신뢰도 분석을 실시하였다. 셋째, 탐색적 요인분석에 따른 결과를 반영하여 측정문항에 관한 확인적 요인분석과 측정모형 분석을 실시하였다. 마지막으로 모형에 관한 경로계수를 파악하기 위해 구조방정식 모형을 이용하여 연구가설을 검증하였다.

설문에 관한 응답자의 인구통계학적 특성과 일반적 특성을 알아보기 위해 빈도분석을 실시하였다. 설문조사 대상인 항공서비스전공 대학생의 성별분포는 여성이 183명(84.3%), 남성이 34명(15.7%)으로 항공서비스전공 학과의 특성상 여성의 응답 비율이 남성보다 높은 것으로 나타났으며, 학년은 2학년 118명(54.4%), 3학년 85명(39.2%), 1학년 9명(4.1%), 4학년 5명(2.3%)의 순으로 분석되었다. 보유하고 있는 성적은 중위권 136명(62.7%), 상위권 74명(34.1%), 하위권 7명(3.2%)으로 나타났으며, 전공선택 동기는 자신이 희망한 경우 189명(87.1%), 부모님 및 주변사람의 권유 11명(5.1%), 취업이 잘 될 것을 예상 5명(2.3%), 학과의 인기도 3명(1.4%), 대중매체의 영향 2명(0.9%)의 순으로 분석되어 개인의 목표에 의한 전공선택을 통하여 진학한 것으로 나타났다.

측정항목의 타당성 평가를 위해 선행연구를 근거로 설정한 측정 문항의 탐색적 요인분석을 실시하였다. 그리고 척도 순화과정을 통해 일부항목을 제거하였다. 항공서비스학전공 대학생의 디지털리터러시 역량의 ‘기술활용’은 0.793∼0.893를 나타내며 동일한 요인으로 추출되었다. ‘자기학습’의 경우 0.4 이하의 요인적재량을 나타내는 DL16을 제거하였으며, 0.790∼0.902를 나타내며 동일한 요인으로 구성되었다. 학습몰입은 선행연구와 동일한 3개의 요인으로 구분되었으며, 낮은 적재량을 나타내는 5개 항목을 제거하였다. 따라서, 인지몰입(0.596∼0.788), 감성몰입(0.721∼0.796), 행동몰입(0.577∼0.879)의 3가지 요인으로 추출되었다. 학습만족은 LS6을 제거하였으며, 요인적재량 0.652∼0.830의 수치를 나타냈다. 학습성과의 경우 LO1을 제거하였으며, 0.684∼0.807의 요인적재량을 나타내며 동일한 요인으로 구성되었다.

또한, 내적 일관성을 확인하기 위해 신뢰도 값을 측정하였으며, 본 연구의 구성개념의 Cronbach 알파값이 모두 0.7 이상으로 나타나 측정항목의 신뢰성이 확보되었다. 각 요인에 관한 타당성 및 신뢰성 검증결과는 Table 2와 같다.

연구가설을 검증하기 전 측정 문항의 타당성을 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 모형적합도 향상을 위해 SMC 값이 0.4 미만인 학습몰입의 2개 항목(LF4, LF5)을 제거하였으며, 학습만족의 1개 항목(LS2), 학습성과의 3개 항목(LO3, LO4)을 제거하여 타당도를 확보하였다. 본 연구의 구성개념별 측정항목에 대한 확인적 요인분석의 결과는 Table 3과 같다.

확인적 요인분석 결과에 따른 측정항목을 결합하여 모형의 적합도를 검정하기 위해 측정 모형분석을 실시하였다. 모형적합도 확인을 위하여 연구자가 세운 모형에 대한 적합도를 평가하는 절대 적합지수와 타 모형과 비교를 통해 연구모형의 적합도를 평가하는 간명 적합지수를 모두 활용하였다. 분석 결과는 모든 수치가 우수한 수준의 적합도를 보이므로 수용 가능한 수준으로 판단하였다. 측정모형의 모형적합도 분석 결과는 Table 4와 같다.

또한, 구성개념의 타당성 분석을 위해 요인별 개념신뢰도(construct reliability: CR) 값을 분석하였다. 집중 타당성을 확인하기 위한 개념신뢰도 값은 0.760∼0.941의 수치를 보이며 모든 구성 개념이 0.7 이상으로 집중 타당성이 있다고 평가하였다. 또한, Fornell and Larcker(1981)이 제시한 평균분산 추출(AVE)을 통한 판별타당성을 검정하였으며, 학습몰입의 인지몰입과 학습만족, 행동몰입과 학습만족의 관계를 제외한 모든 변수간의 상관계수 제곱값이 AVE값을 초과하지 않는 것으로 나타나 판별 타당성을 충족하였다. 인지몰입과 학습행동(0.835/0.999≠1), 행동몰입과 학습만족(0.696/0.888≠1) 간의 타당성 검증은 표준오차추정구간을 통해 재검증하였으며, 판별 타당성이 있음을 확인하였다. 구성개념의 타당성 평가 결과는 Table 5와 같다.

본 연구의 경로분석을 위해 구조방정식 모형분석을 수행하였다. 연구 모형의 모형적합도는 CMIM=465.661, p=0.000, CMIN/DF=2.051, RMR=0.055, GFI=0.856, AGFI=0.809, CFI=0.934, NFI=0.880, RMSEA=0.070, IFI=0.935으로 본 연구를 위한 구조방정식 모형은 모두 적합한 것으로 판단하였다. 경로 분석을 통한 가설검증 결과는 Fig. 2와 같다. 가설검증 결과, 항공서비스전공 대학생의 리터러시 역량의 자기학습은 학습몰입의 하위요인인 인지몰입, 감성몰입, 행동몰입에 모두 긍정적인 영향을 나타냈다. 그러나 기술활용은 행동몰입을 제외한 인지몰입, 감성몰입에만 긍정적인 영향이 있는 것으로 확인되었다.

Fig. 2. Estimation result ^*p<0.05, ^**p<0.01, ^***p<0.001.

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또한, 학습몰입의 하위요인은 모두 학습만족에 긍정적인 영향관계를 나타냈으며, 학습만족은 학습성과에 긍정적인 영향을 주는 것으로 분석되었다. 따라서, 최종적으로 가설 H1-1, H1-2, H2-1, H2-2, H2-3, H3-1, H3-2, H3-3, H4는 채택되었으며, H1-3은 기각되었다.

본 연구의 가설검증의 결과를 Fig. 2와 같이 도식화하였다.