지방 사립대학 교수자를 위한 교수역량 진단도구 개발 및 타당화: H대학을 중심으로

Ⅰ. 서론

우리나라 대학은 오랫동안 양적 성장에 집중해 왔으나, 저출산과 고령화로 인한 학령인구 급감으로 심각한 구조적 위기에 직면하고 있다(통계청, 2019). 이에 교육부는 대학 구조개혁을 추진하며 입학 정원 감축, 통·폐합, 재정지원 차등화 등의 정책을 시행해 왔다(교육부, 2017). 최근 수도권 대학으로의 진학 집중 현상이 지속되면서 수도권과 지방 대학 간의 격차가 심화되고 있으며, 특히 지방대학 중에서도 재정과 제도적 기반이 상대적으로 취약한 사립대학은 생존을 위한 구조적 압박에 직면하고 있다(교육부, 2024). 한국대학교육협의회(2023)의 대학 기본역량 진단 결과에 따르면, 대학의 경쟁력은 교육의 질 제고와 교수역량 강화 여부와 직결되는 것으로 평가된다. 이러한 환경 속에서 지방 사립대학이 지속가능성을 확보하기 위해서는 단순한 규모 확대가 아니라 교육의 질적 제고와 교수역량 강화가 핵심 과제로 부상하고 있다.

대학교육의 질을 결정짓는 가장 중요한 요인 중 하나는 교수자의 역량이다. 교수역량은 특정 상황에서 과업을 효과적으로 수행하게 하는 개인의 내적 특성으로 정의되며(Boyatzis, 1982), 교수역량은 학습자의 성과와 역량 형성에 직접적인 영향을 미친다(이경희·김기홍·김지연, 2024), 교수의 전문성과 교육적 능력은 대학 경쟁력 제고의 핵심 요소로 작용한다. 실제로 최근 연구들은 교수역량이 대학 경쟁력과 교육의 질 향상에 유의한 영향을 미친다고 보고하고 있다(강동희, 2021; 김경은·장은정·이성주, 2021; 김용준·조창희·김소윤, 2023).

그러나 지금까지의 교수역량 연구와 진단도구 개발은 주로 국립대학이나 수도권 소재 대학을 중심으로 이루어져 왔다. 반면 지방 사립대학은 높은 재정 의존도와 학생 충원율 감소로 인한 운영상의 제약, 교수의 다중 역할 수행(교육·행정·학생지도 등)으로 교수학습 지원체계가 상대적으로 미흡한 실정이다(교육부, 2024; 한국대학교육협의회, 2023). 또한 전임·비전임 교원이 혼재된 다양한 교수 집단이 공존한다는 점에서 교수역량 개발의 필요성은 더욱 절실하다(백종남·김수란, 2020; 이길재 외, 2021).

이러한 환경에서는 교수자는 단순한 지식 전달자를 넘어 교육철학, 학습자 지원, 교수학습 설계·평가 등 복합적 역할을 수행해야 한다(Tigelaar et al., 2004). 그러나 기존 교수역량 진단도구들은 대부분 교수자의 수업계획, 실행, 평가 등 전통적 교수활동 중심에 머물러 있어, 지방 사립대 교수자의 현실적 요구와 교육환경 변화를 충분히 반영하지 못하고 있다. 따라서 지방 사립대 교수자의 실제 교육 맥락을 고려한 맞춤형 교수역량 진단체계의 개발이 필요하다.

이에 본 연구는 지방 사립대학 교수자를 대상으로, 전통적 교수역량뿐만 아니라 미래 교육환경 변화에 대응할 수 있는 혁신적 교수역량 요인을 도출하고, 이를 진단·타당화하는 도구를 개발하는 것을 목적으로 한다. 본 연구를 통해 지방 사립대학 교수자의 실제 교육 환경과 요구를 반영한 진단체계를 구축함으로써, 향후 지역 대학의 교수개발 정책과 교수학습센터(CTL) 운영 모델을 구체화하는 데 기초자료를 제공하고자 한다.

• 연구 문제 1. 교수역량을 구성하는 요인과 이를 측정하는 구체적 문항은 무엇인가?
• 연구 문제 2. 개발된 교수역량 진단도구는 신뢰도와 타당도를 확보하고 있는가?

Ⅱ. 이론적 배경

1. 교수역량의 개념과 영역

교수역량은 특정 상황에서 주어진 과업을 효과적으로 수행할 수 있도록 하는 개인의 내적 특성을 의미한다(Boyatzis, 1982). 이는 단순한 잠재적 능력에 국한되지 않고, 실제 수행에서 무엇을 할 수 있는지를 강조하며, 수월성과 경쟁력의 개념이 내재되어 있다(Tigelaar et al., 2004). Tigelaar 등은 교수자의 역할이 전통적인 지식전달자에서 학습 촉진자·교육 설계자·성찰적 실천가로 전환되어야 함을 제시하였다. 이에 따라 대학 교수에게 요구되는 교수역량은 지식 전달을 넘어 학습자 중심 수업 설계, 학습 지원, 평가 및 환류, 혁신적 교수법의 탐색과 실행을 포괄한다.

국내 연구는 대학의 교육철학과 맥락을 반영하여 교수역량을 다양하게 정의해왔다. 손원빈·이혜우·최화숙(2020)은 교수역량을 강의계획, 실행, 개선의 단계로 나누고, 이를 지식·기술·태도의 차원에서 세분화하였다. 김경은·장은정·이성주(2021)는 기본역량(학교 이해, 철학, 윤리, 학생관계, 전문성·자기개발)과 수업역량(준비·실행·개선)을 구분하였고, 강동희(2021)는 교수자가 교수학습 활동을 성공적으로 수행하는 데 필요한 지식‧기술‧태도의 집합으로 규정하며, 성찰과 학생 상담·코칭을 통한 학습 지원 역량을 강조하였다. 성소연·박혜영(2021)은 대학의 핵심역량을 반영해 기본역량(입체적 사고, 다양성 존중 등)과 수업역량(전문지식, 강의개발·운영·평가, 의사소통)을 제시하였다. 강대식(2022)은 효과적이고 매력적인 수업을 위한 지식·기술·태도의 총합으로 보면서 블렌디드 러닝과 지역 연계를 포함하였다.

이영래·최명숙(2022)은 수업 관련 지식·기술·태도뿐 아니라 교수자의 철학과 자세까지 포함하였고, 김용준·조창희·김소윤(2023)은 수업 준비–수행–평가 과정을 중심으로 기본역량과 수업역량을 제시하였다. 이진령(2023)은 교수자가 수업을 계획·운영·관리하고 학습자를 지원하기 위한 기본·수업·수업관리 역량, 백종남·김수란(2020)은 교수학습 과업 수행에 필요한 지식·기능·가치·태도의 총체적 능력을 강조하면서, 급변하는 미래 사회에서 요구되는 변화대응 역량과 혁신추진 역량을 포함하였다. 마지막으로 강주리 외(2024)는 기본·수업역량 외에 공유와 확산을 위한 공동체 역량을 추가하여 새로운 범주를 제시하였다.

종합하면, 교수역량은 공통적으로 강의계획·실행·평가 등 수업 수행 중심의 전통적 역량을 포함하면서도, 최근에는 교수자의 성찰, 변화 대응, 혁신, 공동체 역량으로 확장되는 경향을 보인다. 이러한 변화는 교육환경이 빠르게 변하고 교수자의 역할이 ‘지식전달자’에서 ‘학습촉진자·교육혁신 실천자’로 이동하고 있음을 시사한다(Tigelaar et al., 2004). 더 나아가 평생학습사회와 디지털 전환 시대의 도래는 교수자가 학습 경험을 설계하고 맞춤형 학습을 지원하며, 혁신적 교수법을 실천할 수 있는 통합적 역량을 요구하고 있다(이민효·남창우, 2023; 한승연·정영란, 2025). 이상의 연구자별 교수역량 정의와 영역은 <표 1>에 요약하였다.

<표 1>

대학유형별 교수역량 개념 및 영역 요약

대체로 선행연구는 수업계획–실행–평가 중심의 전통적 교수역량과 교수학습센터(CTL) 주도의 표준화된 진단모형에 집중되어 왔다. 반면, 혁신·성찰·공동체 등 변화 대응을 포함한 실천적 역량을 독립적으로 다룬 연구는 상대적으로 드물다. 즉, 기존 교수역량 진단은 여전히 수업 중심적 관점에 머물러 있으며, 교육혁신과 자기성찰과 같은 역량은 충분히 반영되지 못하고 있다. 이러한 한계는 교수의 다중 역할과 자율적 교수개발이 요구되는 지방 사립대학의 맥락에서 더욱 두드러진다. 따라서 본 연구는 지방 사립대학의 교육맥락과 미래 교육환경 변화에 부합하는 혁신적 교수역량 요인을 포함한 진단도구 개발을 통해 이러한 한계를 보완하고자 한다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 연구 대상

본 연구는 지방 사립대학 교수자를 위한 교수역량 진단도구를 개발하고 타당화하기 위해 델파이 조사, 예비조사, 본조사의 3단계 절차로 수행하였다. 먼저 내용타당도 검증을 위해 2차에 걸친 델파이 조사를 실시하였다. 1차 델파이 조사에는 교수학습 및 교육공학 분야의 외부 전문가 4인이 참여하였으며, 교수역량의 주요 영역과 하위 요인을 검토하였다. 2차 델파이 조사에는 교내 교수 5인과 교외 교수 3인 등 총 8인이 참여하였으며, 문항의 적합성과 명확성을 재검증하였다. 2차 패널은 교육공학, 교육평가, 교육심리, 간호학, 교육경제 등 다양한 전공의 교수로 구성되었고, 교수학습센터(CTL) 운영 및 교육혁신 프로젝트 경험 등 고등교육 교수역량 관련 전문성을 보유하였다. 비록 패널 수는 델파이 권장 인원(10∼15명; Hsu & Sandford, 2007; Linstone & Turoff, 1975)에 다소 미치지 않았으나, 수정형(Modified) 델파이 설계를 적용하여 소수 전문가의 심층적 합의를 도출하였고, 내용타당도 비율(CVR ≥ .75)을 기준으로 문항의 적합성을 검증하였다. 델파이 조사에 참여한 전문가의 일반적 특성은 <표 2>에 제시하였다.

<표 2>

델파이 전문가 패널 특성

예비조사와 본조사는 대전 소재 중소 규모 4년제 사립대학(H대학)의 전 교원을 대상으로 실시하였다. 해당 대학은 중소 규모의 지방 사립대학으로, 교수학습센터(CTL)를 중심으로 교수개발 프로그램과 교수역량 진단을 운영하고 있으며, 인문사회·자연과학·공학·예체능 등 다양한 학문계열을 포함하고 있다. 이러한 구조와 교수학습지원 체계는 다수의 지방 사립대학이 공유하는 일반적 특성과 유사하여, 지방 사립대 교수자의 교수역량 진단도구 개발을 위한 사례대학으로서 적합하다고 볼 수 있다. 예비조사는 2024년 11월 21일부터 27일까지 온라인으로 진행되어 총 99명이 응답하였으며, 본조사는 2024년 12월 4일부터 12일까지 동일한 대학의 교원을 대상으로 실시하여 총 101명이 참여하였다. 두 조사는 교원 전임·비전임, 연령, 전공계열 등 다양한 특성을 반영하여 표본의 대표성을 확보하고자 하였다. 참여자의 일반적 특성은 <표 3>에 제시하였다.

<표 3>

예비조사 및 본조사 참여자 특성

2. 진단도구 개발 절차

교수역량 진단도구 개발은 다음과 같은 절차로 진행되었다. 먼저 기존 교수역량 관련 이론과 선행연구를 분석하여 척도의 구성개념과 주요 요소를 도출하였다. 이를 토대로 예비문항을 개발하고, 교내외 전문가를 대상으로 2차에 걸친 델파이 조사를 통해 문항의 적절성을 검증하였다. 델파이 조사는 2024년 10월 28일부터 11월 16일까지 실시되었으며, 1차에는 4명, 2차에는 8명의 전문가가 참여하였다. 다음으로 예비조사는 2024년 11월 21일부터 27일까지 교내 전체 교원을 대상으로 실시하였다. 총 99명이 참여하였으며, 문항의 양호도를 검증하기 위해 평균, 표준편차, 문항-총점 간 상관계수, 신뢰도를 산출하고 탐색적 요인분석(EFA)을 통해 요인 구조를 확인하였다. 그 결과 총 50문항이 확정되었다. 이후 본조사는 2024년 12월 4일부터 12일까지 실시되었으며 총 101명이 참여하였다. 본조사에서는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석(CFA)을 실시하여 도구의 타당성을 검증하였고, 최종적으로 3개 영역, 9개 하위요인, 42문항으로 구성된 교수역량 진단도구가 확정되었다. 연구 절차의 전체 흐름은 [그림 1]에 제시하였다.

[그림 1]

연구의 절차 및 방법

Ⅳ. 연구 결과

3. 본조사

1) 기술통계

본조사는 예비조사에서 도출된 50문항의 타당성을 검증하기 위해 실시되었다. 기술통계 결과, 문항의 평균은 3.32∼4.61, 표준편차는 .54∼1.16으로 나타났으며, 왜도와 첨도 역시 정규성 가정을 충족하였다. 하위 영역별로 살펴보면, 기본역량은 11문항으로 구성되었으며 평균은 3.63∼4.57, 표준편차는 .56∼.94였다. 신뢰도는 .858로 나타났으며, 하위요인별 α계수는 ‘대학이해’ .865, ‘학생이해’ .766으로 양호하였다(<표 4> 참조).

<표 4>

기본역량 영역의 기초통계량과 신뢰도

수업역량은 26문항으로 구성되었으며 평균은 3.94∼4.61, 표준편차는 .49∼.82 범위였다. 전체 신뢰도는 .948로 매우 높게 나타났으며, 하위요인별 α계수는 ‘수업준비’ .917, ‘수업진행’ .907, ‘수업관리’ .811로 확인되었다(<표 5> 참조).

<표 5>

수업역량 영역의 기초통계량과 신뢰도

혁신역량은 13문항으로 구성되었으며, 평균은 3.32∼4.38, 표준편차는 .56∼1.17 범위였다. 신뢰도는 .890이었으며, 하위요인별 α계수는 ‘성찰 및 환류’ .853, ‘전문성 개발’ .873으로 나타났다(<표 6> 참조).

<표 6>

혁신역량 영역의 기초통계량과 신뢰도

따라서 본조사 결과, 교수역량 진단도구는 기본역량, 수업역량, 혁신역량의 3개 영역과 7개 하위요인으로 구성되었으며, 모든 하위요인의 신뢰도가 양호한 수준 이상이었다.

2) 탐색적 요인분석

문항분석을 통해 요인분석에 적합 여부를 확인한 후 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 그 결과는 다음과 같다.

(1) 기본역량

기본역량은 총 11문항으로 요인분석을 실시한 결과, KMO=.858, Bartlett의 구형성 검정 결과 χ²=811(p<.001)로 나타나 표본의 적합성이 확보되었다. 요인부하량은 .34∼.95, 누적 설명분산은 71.1%로, 전체 변량의 약 70% 이상을 설명하였다. 예비조사에서 단일 요인으로 묶였던 ‘학생이해’ 요인이 본조사 탐색적 요인분석 결과에서 ‘학생상담’과 ‘학생소통’으로 세분화되었으며, 이에 따라 기본역량은 ‘대학이해(4문항)’, ‘학생상담(3문항)’, ‘학생소통(4문항)’의 세 요인으로 명명하였다.

<표 7>

기본역량 영역 본조사 탐색적 요인분석 결과

(2) 수업역량

수업역량은 총 26문항을 대상으로 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 요인에 적절히 부하되지 않거나 중복 적재된 7문항이 삭제되어 최종 19문항이 확정되었다. KMO=.906, Bartlett의 구형성 검정 결과 χ²=1,708(p<.001)로 나타나 표본의 적합성이 확보되었으며, 요인부하량은 .40∼.99, 누적 설명분산은 70.6%로 나타났다.

예비조사에서는 수업역량이 ‘수업준비’, ‘수업진행’, ‘수업관리’의 세 요인으로 구성되었으나, 본조사 탐색적 요인분석 결과 일부 문항이 세분화되어 새로운 요인이 도출되었다. 먼저, ‘수업준비’ 요인은 수업계획과 목표 설정의 의미를 명확히 반영하기 위해 ‘수업설계’로 명칭이 변경되었으며, 그중 수업의 시작, 진행, 마무리 단계를 구조적으로 설계·안내하는 내용이 하나의 요인으로 묶여 ‘수업구조화’로 구분되었다. 또한 ‘수업진행’ 문항 중 학생의 호기심을 유발하거나 교수자의 고유한 교수전략을 활용하는 내용이 독립된 요인으로 분리되어 ‘학습촉진전략’으로 명명되었다. 이에 따라 수업역량은 ‘수업설계(6문항)’, ‘수업구조화(3문항)’, ‘수업관리(5문항)’, ‘학습촉진전략(5문항)’의 네 가지 요인으로 재구성되었다.

<표 8>

수업역량 영역 본조사 탐색적 요인분석 결과

(3) 혁신역량

혁신역량은 총 13문항을 대상으로 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 요인에 적절히 부하되지 않은 “나는 더 나은 수업을 위해 동료교수와 의견을 교환하거나 경험을 공유한다” 1문항이 삭제되어 최종 12문항이 확정되었다. KMO=.870, Bartlett의 χ²=216(p<.001)로 분석 적합성이 확인되었으며, 요인부하량은 .40∼.92 범위였다. 누적 설명분산은 67.6%였고, 두 개의 요인으로 ‘성찰 및 환류(5문항)’와 ‘전문성 개발(7문항)’이 도출되었다.

<표 9>

혁신역량 영역 본조사 탐색적 요인분석 결과

이상의 탐색적 요인분석 결과, 교수역량 진단도구는 기본역량(3요인 11문항), 수업역량(4요인 19문항), 혁신역량(2요인 12문항)으로 총 42문항이 최종적으로 구성되었으며, 각 요인은 충분한 설명력을 가지는 것으로 확인되었다.

3) 확인적 요인분석

탐색적 요인분석에서 확인된 구조를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다.

(1) 기본역량

기본역량의 모형 적합도 지수는 χ²=78.5(df=41, p<.001), CFI=.953, TLI=.937, RMSEA=.009, SRMR=.006으로 나타나 전반적으로 양호하였다. 표준화 요인부하량은 .58∼.94 범위였으며, 잠재변수 간 상관관계는 ‘대학이해–학생상담’ .545, ‘대학이해–학생소통’ .538, ‘학생상담–학생소통’ .608로 유의하게 나타났다.

<표 10>

기본역량 모형적합도 지수

측정모형의 요인부하량을 결과를 살펴보면, 기본역량 영역에서 각 요인의 표준화 회귀계수는 .582∼.944로 나타났다. <표 11>은 기본역량 잠재변수 간의 상관분석 결과이다.

<표 11>

기본역량 영역의 하위요인의 잠재변수 간 상관분석 결과

[그림 2]

기본역량 확인적 요인분석 결과

(2) 수업역량

수업역량은 χ²=305(df=144, p<.001), CFI=.905, TLI=.887, RMSEA=.049, SRMR=.105로 분석되었다. 일부 지수(TLI, SRMR)가 기준치에 미치지 못했으나, CFI와 RMSEA 값이 기준을 충족하여 전반적으로 수용 가능한 수준의 적합도를 보였다. 표준화 요인부하량은 .724∼.906 범위였으며, 하위요인 간 상관계수는 모두 .76 이상으로 유의하였다.

<표 12>

수업역량 모형적합도 지수

<표 13>

수업역량 영역 하위요인의 잠재변수 간 상관분석 결과

[그림 3]

수업역량 영역의 측정모형

(3) 혁신역량

혁신역량은 χ²=131(df=51, p<.001), CFI=.926, TLI=.904, RMSEA=.124, SRMR=.063으로 나타났다. RMSEA가 다소 높아 제한점이 있으나, CFI와 SRMR이 기준치를 충족하여 전반적으로는 수용 가능한 모형으로 판단되었다. 표준화 요인부하량은 .67∼.91 범위였으며, 두 하위요인 간 상관계수는 .66으로 유의하였다.

<표 14>

혁신역량 모형적합도 지수

혁신역량 영역에서 각 요인의 표준화 회귀계수는 .673∼.911로 나타났고, 잠재변수 간의 상관분석 결과는 <표 15>이다.

<표 15>

혁신역량 영역 하위요인의 잠재변수 간 상관분석 결과

[그림 4]

혁신역량 영역의 측정모형

이상의 결과를 통해 각 영역(기본·수업·혁신역량)의 요인 구조가 타당하게 도출되었음을 확인하였다. 그러나 영역별 확인적 요인분석은 각 영역 내부의 적합도를 검증한 것으로, 세 영역 간의 상호관계와 전체 도구의 구조적 타당성을 직접적으로 확인하기에는 한계가 있다. 이에 본 연구에서는 교수역량 진단도구의 전체 구조를 검증하기 위하여 3개 영역(기본·수업·혁신)을 통합한 확인적 요인분석을 추가로 실시하였다. 분석 결과, 모형의 적합도는 χ²(24)=45.20(p=.006), CFI=.970, TLI=.955, RMSEA=.093, SRMR=.032로 양호한 수준으로 나타났다. 각 하위요인의 표준화 요인적재량은 .66∼.91 범위로 모두 통계적으로 유의하였으며, 세 영역 간 상관은 .97∼.99 수준으로 높지만 1.0 미만으로 나타나 판별타당도가 부분적으로 확보되었다.

이는 교수역량 진단도구가 기본·수업·혁신의 세 영역으로 구성되어 있으며, 세 영역이 서로 밀접하게 관련되어 있으면서도 구분 가능한 구조를 형성하고 있음을 시사한다.

<표 16>

3요인 통합 확인적 요인분석 결과

통합 요인구조의 타당성을 추가로 검증하기 위하여, <표 17>과 같이 교수역량을 구성하는 9개 하위요인 간의 상관 및 다중공선성을 분석하였다. 분석 결과, 9개 하위요인 간 상관계수는 .52∼.83 수준으로 모두 p<.001에서 유의하게 나타났다. 특히 수업 관련 하위요인(수업준비, 수업구조화, 수업진행, 수업촉진)은 상호 간 상관이 .78∼.83으로 높게 나타나 동일 영역 내 응집성이 확인되었으며, 기본·혁신역량의 하위요인과는 .55∼.70 수준으로 중간 정도의 상관을 보여 구조적 구분성이 유지되었다. 또한 모든 하위요인의 다중공선성 지표(VIF)가 2.9∼3.7 범위로 나타나 기준치(5 미만)를 충족하였으며, 이는 다중공선성의 문제가 없음을 의미한다. 따라서 교수역량의 9개 하위요인은 서로 높은 상호관련성을 가지면서도 통계적으로 독립적인 구성요인으로 확인되었다.

<표 17>

교수역량 하위요인 간 상관계수 및 다중공선성

이상의 과정을 통해 개발된 교수역량 <표 18>과 같이 진단도구는 3개 역량군, 7개 하위역량, 총 53문항이다.

<표 18>

최종 교수역량 진단도구의 구성

Ⅴ. 결론

본 연구는 급변하는 사회적 요구와 교육환경 변화 속에서, 특히 학령인구 감소와 재정 압박에 취약한 지방 사립대학 교수자에게 요구되는 핵심역량을 규명하고 이를 측정할 수 있는 진단도구를 개발·타당화하는 것을 목적으로 하였다. 이를 위해 국내외 선행연구 분석을 통해 교수역량 영역을 기본역량과 수업역량으로 설정하고 문항을 개발하였으며, 이후 델파이 조사를 통해 혁신역량을 추가하여 3개 영역, 7개 요인, 61개 예비문항을 도출하였다. 예비조사에서는 99명의 자료를 바탕으로 문항분석, 탐색적 요인분석, 신뢰도 검증을 통해 3개 영역, 7개 요인, 50문항을 선별하였다. 본조사에서는 예비조사 결과를 토대로 101명의 자료를 분석하여 문항분석, 탐색적 요인분석, 확인적 요인분석을 수행하였고, 최종적으로 3개 영역, 9개 요인, 42문항이 확정되었다.

교수역량 요인을 살펴보면, 기본역량은 ‘대학이해’, ‘학생상담’, ‘학생소통’의 세 요인으로 구성되어 교수자가 대학의 교육이념과 정책을 이해하고 학생에 대한 이해와 상담, 의사소통을 수행할 수 있는 능력을 의미하였다. 수업역량은 ‘수업설계’, ‘수업구조화’, ‘수업관리’, ‘학습촉진전략’으로 구성되었으며, 수업의 전 과정을 체계적으로 설계·운영·관리하고 학생 참여를 촉진하는 능력을 의미하였다. 혁신역량은 ‘성찰 및 환류’, ‘전문성 개발’의 두 요인으로, 교수자가 수업 전반을 성찰·개선하며, 테크놀로지 활용 및 혁신적 교수법을 통해 전문성을 개발하는 능력을 포함하였다.

본 연구에서 주목할 점은, 지방 사립대학 교수자를 대상으로 했을 때 혁신역량이 독립된 핵심 영역으로 실증적으로 확인되었다는 점이다. 기존 국립대학이나 수도권 대학을 중심으로 한 연구에서는 혁신역량이 보조적 하위요인으로 제시되는 경우가 많았으나(김용준·조창희·김소윤, 2023; 이경희·김기홍·김지연, 2024), 본 연구의 델파이 및 확인적 요인분석 결과, 지방 사립대 교수자들은 자기 성찰, 전문성 개발, 혁신적 교수법 활용을 핵심적 역량으로 인식하고 있음을 확인하였다. 이는 백종남·김수란(2020)이 제시한 ‘변화대응 및 혁신추진 역량’과 강대식(2022)의 ‘혁신적 교수실천 역량’ 그리고 이민효·남창우(2023)와 한승연·정영란(2025)이 제시한 디지털 전환 시대 교수자의 통합적 교수·학습설계 역량과도 맥을 같이한다. 즉 본 연구에서 확인된 혁신역량의 독립화는 단순한 구조상의 구분이 아니라, 지방 사립대 교수자들이 변화 대응과 교육혁신을 생존전략이자 핵심 직무역량으로 인식하고 있음을 보여주는 실증적 결과이다. 따라서 향후 지방대학의 교수학습 지원 정책과 CTL(교수학습센터) 운영 모델을 수립할 때, 혁신역량을 별도의 교수개발 축으로 반영할 필요가 있다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 기존 연구가 주로 국립대학이나 수도권 대학을 중심으로 이루어진 데 반해, 본 연구는 지방 사립대학 교수자를 대상으로 교수역량 진단도구를 개발하였다는 점에서 차별성이 있다. 둘째, 교수역량을 기본·수업·혁신역량의 세 영역과 9개 요인으로 체계화함으로써, 기존 도구가 간과한 혁신적 교수역량을 독립적으로 규명하였다. 특히 혁신역량의 포함은 미래 고등교육이 요구하는 디지털 활용, 자기성찰, 공동체적 협력과 같은 새로운 교수자의 역할 변화를 반영한 것이다(Aydin, Yildirim, & Kus, 2024; Khanal et al., 2024). 셋째, 본 연구에서 개발된 진단도구는 교수자의 자기 성찰과 역량 개발을 지원하는 진단 기반 도구로, 대학 차원에서는 CTL 등 교수학습지원 조직이 이를 활용하여 맞춤형 교수개발 프로그램을 설계·운영할 수 있다. 넷째, 동일한 도구를 반복 활용하면 교수역량 변화 추이를 종단적으로 분석할 수 있으며, 교수지원 프로그램의 효과성을 검증하고 제도적 개선 방향 제시에 활용될 수 있다.

다만 본 연구는 특정 지역의 지방 사립대학 교수자를 대상으로 개발·검증이 이루어졌기 때문에, 결과를 모든 대학 교수자에게 일반화하는 데에는 한계가 있다. 또한 자가진단 도구의 특성상 응답자의 자기 성찰 수준이나 개인적 상황에 따라 결과가 영향을 받을 수 있다. 마지막으로 예비조사와 본조사에 참여한 교수자의 전공 및 경력 분포가 다소 상이하였으나, 이는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석의 목적 차이에 따른 표본 설계상의 차이로, 두 단계 모두에서 모형 적합도가 기준치를 충족하여 구성타당도의 일관성이 확보되었다. 그럼에도 불구하고 향후 연구에서는 다양한 지역과 대학 유형을 포함한 확대 검증 연구가 필요하며, 학문계열별 균형 표본을 구성하여 다집단 확인적 요인분석(Multi-group CFA)을 통해 요인구조의 불변성을 추가적으로 검증할 필요가 있다.

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