Research Center for Korean Youth Culture
[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 0, No. 62, pp.51-79
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 30 Apr 2020
Received 22 Feb 2020 Revised 17 Mar 2020 Accepted 23 Mar 2020
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2020.04.62.51

청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정 간 자기회귀 교차지연 효과 검증

김민선1) ; 고은영2)
1)단국대학교 심리치료학과 조교수, 교신저자
2)우석대학교 상담심리학과 조교수
Testing the autoregressive cross-lagged effects between adolescents' self-efficacy, career-related activities, and career indecision
Kim, Minsun1) ; Koh, Eunyoung2)
1)Dankook University, Department of Psychology and Psychotherapy Assistant Professor, Corresponding Author
2)Woosuk University, Department of Counseling Psychology Assistant Professor

초록

본 연구의 목적은 청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정 간의 양방향적(nonrecursive) 관계를 확인하는 것이다. 이를 위해 한국청소년패널조사(KYPS) 3차년도(고등학교 1학년)부터 6차년도(대학교 1학년)까지의 자료를 이용하여 자기회귀 교차지연 모형을 검증하였다. 분석결과 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정은 고등학교 1학년에서부터 대학교 1학년까지 시간이 지남에 따라 변화하지 않는 측정 동일성이 성립하는 것으로 나타났다. 둘째, 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정의 자기회귀 효과가 일정하게 유지되는 것으로 나타났다. 이전 시점에 측정한 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정은 다음 시점의 점수에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 시간에 따른 교차지연 효과는 변수들마다 다른 것으로 나타났는데 자기효능감은 다음 시점의 진로미결정에 유의한 부적 영향, 진로탐색 행동은 다음 시점의 자기효능감에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 진로미결정은 자기효능감에 유의미한 부적 영향을 미쳤다. 마지막으로, 진로미결정과 진로탐색 행동의 관계는 학년에 따라 차이가 있는 것으로 나타났으며, 대학진학을 앞둔 고등학교 2학년부터 진로미결정이 높을수록 진로탐색 행동이 높아졌다.

Abstract

The purpose of this study is to confirm the nonrecursive relationship between self-efficacy, participation in career activities, and career indecision of adolescents. For this purpose, the self-regression cross-delay model was verified using the data from the 3rd to 6th year (high 1-to 1) of the second grade data of the Korean Youth Panel Survey (KYPS) middle school. As a result of the analysis, the measurement identity that does not change from the first grade of high school to the first grade of university was found to be established in each concept of self-efficacy, career-related activities, and career indecision. Second, self-regression effect of self-efficacy, participation in career activities, and career indecision was maintained constant. Self-efficacy, participation in career activities, and career indecision measured at the previous time had a significant effect on each score of the next time. Third, the cross-delaying effect by time was different, and self-efficacy had a significant negative effect on the career indecision of the next year. In addition, career activities had a significant positive effect on self-efficacy in the next year, while career indecision had a significant negative effect on self-efficacy, while the relationship between career indecision and career activities showed a difference according to grade. Specifically, students with high levels of career indecision are more likely to participate career-related activities, starting in the second year of high school.

Keywords:

self-efficacy, career activity participation, career indecision, autoregressive cross-lagged model

키워드:

자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정, 자기회귀 교차지연 모델

Ⅰ. 서 론

통계청(2018) 조사에 따르면 우리나라 청소년들의 가장 큰 고민 중 하나는 진로문제였으며, 특히 청소년의 10명 중 3명은 학업과 진로문제 등으로 죽고 싶다는 생각을 해 본 적도 있다 응답해 대학입시와 미래 직업에 대한 불안감이 청소년들의 정신건강에까지 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다(신혜정, 2019). 선행연구 결과에 따르면 청소년들의 경우 진로문제 중에서도 주체적인 진로 행동과 자신의 진로를 결정하고 그에 대한 확신을 가지는 것을 힘들어하는 나타났으며, 진로를 결정했다고 하더라고 확신성, 불안 수준, 외적갈등 등에 따라서 진로준비 행동을 실천하기 어려워하는 다양한 하위집단이 존재하였다(박미진, 최인화, 이재창, 2001; 황매향, 김봉환, 최인재, 허은영, 2010).

한편, 진로를 결정하고 실제 행동에 어려움을 느낄 때 효능감은 이 같은 현상을 설명할 수 있는 주요한 변수가 될 수 있다. 반두라는 사회인지 이론에서 어떠한 행동의 결정요인으로서 효능감의 중요성을 강조한다. 이를 진로 영역에 적용해 본다면, 진로와 관련하여 잘 할 수 있을 것 같다는 믿음인 효능감은 실제적인 행동을 하게 할 수 있다(Bandura & Adams, 1977). 또한, 사회인지 진로이론의 진로자기관리모델에 따르면, 진로탐색 행동이나 진로 의사결정관련 행동을 활발하게 하게 되면, 결과적으로 진로 의사결정수준이 증가할 것으로 보았다(Lent & Brown, 2013). 즉, 진로 탐색 및 의사결정에 대한 자기효능감이 진로준비행동에 영향을 미치고 결과적으로 진로결정 수준에 영향을 미칠 것으로 가정할 수 있다. 하지만 과연 자기효능감과 진로탐색 행동 등의 변수들이 우리나라 청소년의 진로미결정에도 유효한 개념이 될 것인지에 대해서는 경험적 연구가 반복적으로 수행되어 검증될 필요가 있다. 즉, 급격한 진로발달 시기에 변수들 간 인과관계를 밝히고, 어떠한 시점에서 어떠한 변화가 발생하는지를 면밀히 탐색해 보는 것은, 진로관련 변수들 간의 관련성을 폭넓게 확인하는 것을 넘어 적절한 진로지도 및 개입의 시점과 방향을 가늠하는데 중요한 정보를 제공하는 일이 될 것이다.

이러한 중요성에 입각하여 지금까지 자기효능감과 진로탐색 행동, 진로미결정에 관련한 연구들이 수행되었다. 하지만, 대부분의 연구들이 동일시점의 자료에 근거하고 있기 때문에(황지영, 고미나, 2015; 어윤경, 2010; 강윤경, 선혜연, 2017; 백인선, 정기수, 2018) 진로 관련 변수들의 관계와 방향성에 대한 이해는 깊어졌지만, 동일시점의 연구로는 진로발달의 지속적 변화 추이를 살펴보는 등 변수 간 역동성을 반영하기 어려울 뿐 아니라 인과관계에 대한 이해에 한계가 있다. 이러한 한계를 극복한 종단연구를 통하여 변인들의 변화추세를 살펴보는 연구들(김경식, 이현철, 2007; 황매향 등, 2010; 강민철 등, 2017)이 수행되었으나 변화의 구체적인 방향과 정도를 밝히는 데는 한계를 갖고 있다. 또한 대부분의 연구들이 대학생들을 대상으로 한 연구이며 고등학교 때부터 시작해 대학생이 된 이후까지를 연속적으로 살펴본 연구들은 매우 제한적으로 수행되었다(권재기, 김진호, 2011). 이러한 상황에서, 진로결정이 장기간에 걸쳐 체계적으로 이루어지는 연속적인 활동임을 고려할 때 진학을 위해 진로탐색 행동을 시작하는 고등학교 1학년 시기부터 대학생이 된 이후까지 학생들의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정의 안정성과 시간에 따른 인과관계를 살펴보는 것은 청소년기 진로혼란을 극심하게 경험하고 있는 우리나라 청소년들의 진로발달에 관한 구체적 정보를 살펴본다는 데에 의미가 있다. 따라서 본 연구에서는 자기회귀 교차지연 모형을 적용하여 고등학교 1학년 시점에 지각한 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정의 인과관계를 4년에 걸쳐 종단적으로 검증하고자 한다. 구체적으로, 자기회귀 교차지연효과 검증을 통해 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정이 시간에 따라 어떻게 변화하는지를 살펴보고 각 변인들이 시간의 흐름에 따라 서로 어떠한 관련성을 맺는지를 검증해 보고자 하였다. 이를 통해, 고등학생들의 진로미결정을 줄일 수 있는 선행 변인들을 추론하고 진로상담에서의 개입시점과 방향을 결정하기 위한 시사점을 도출 할 수 있을 것으로 기대한다.


Ⅱ. 이론적 배경

1. 이론적 배경

1) 자기효능감과 진로탐색 행동의 관계

자기효능감은 자신이 원하는 결과를 얻기 위해 필요한 활동들을 조직하고 수행해내는 자신의 능력에 대한 믿음(Bandura, 1986, p. 391)으로, 사회인지이론(Bandura, 1986)과 사회인지 진로이론(Lent et al., 1994, 2000; Lent & Brown, 2013)에서 중요한 변수로 다루고 있는 핵심적인 개념이다. Bandura(1977)는 <그림 1>과 같이 자기효능감 이론을 설명하면서 특정 상황에서 효과적으로 행동하거나 대처할 수 있다는 믿음은 개인들이 행동하도록 촉진하는 역할을 하며, 긍정적인 결과를 기대하더라도 효능감에 대한 믿음이 없을 때 행동을 시도하지 않게 될 가능성이 크다고 언급하였다.

<그림 1>

Bandura의 자기효능감 이론출처: Bandura, A.(1977). Self-efficacy : Toward a Unifying Theory of Behavioral Change. Psychological Review, 84(2).

사회인지 진로이론에서는 자기효능감이 진로 결정의 과정에 미치는 영향을 강조한다. 진로 관련 변수로서 자기효능감은 결과기대, 흥미, 목표 관련 행동을 선택하는데 영향을 주어 결과적으로 어떠한 수행에까지 영향을 미치는 주요한 변수로 알려져 왔다(Lent et al., 1994, 2000; Lent & Brown, 2013). 사회인지 진로이론에서는 자기효능감이 결과에 대한 긍정적인 기대를 높여 개인의 행동의 의도(예, 진로탐색 행동)를 높인다고 가정하였다. Blustein(1989)은 사회인지 진로이론에서 언급하는 특정 영역에 대한 자기효능감 뿐만 아니라 일반적인 자기효능감 역시 환경과 자신에 대한 탐색을 증가시키며, 행동의 결과에도 영향을 미친다고 언급하였다.

이후 Lent와 Brown(2013)은 진로행동을 하게 하는 선행변수로서 진로효능감과 진로관련 변수들의 관계에 주목하여 진로자기관리모델(Social Cognitive Model of Career Self-Management)을 제안하였다. 기존의 이론이 진로선택에 무게를 두었다면, 진로자기관리모델에서는 진로 관련 행동이 발생하는 과정에 대한 이론적 설명을 제시하고 있어 자기효능감과 진로탐색 행동의 관계를 보다 선명하게 이해할 수 있다. 진로자기관리 모델에서는 진로탐색에 대한 자기효능감과 결과기대가 진로탐색과 의사결정 목표에 영향을 미치고 다시 진로탐색 및 의사결정 관련 행동을 하도록 한다고 가정하였다. 또한 진로탐색 행동의 결과 개인의 의사결정수준이나 의사결정 관련 불안 등이 영향을 받으리라는 것이 사회인지진로이론의 진로자기관리 모델의 설명이다. 즉, 진로탐색이나 진로의사결정을 잘 할 수 있을 것이라는 개인적인 믿음이 있고, 자신의 수행이 만들어낸 결과에 대한 기대가 있다면, 진로탐색이나 진로의사결정을 내리는데 도움이 될 수 있는 관련 행동을 하게 될 것이고, 그 결과 진로의사결정수준이 높아지거나 진로의사결정과 관련된 불안이 감소할 수 있다는 것이다.

국내에서 수행된 자기효능감 관련 연구에서도 이러한 가능성은 지속적으로 확인되었다. 예를 들어, 진로 탐색 행동과 관련한 변인들을 메타분석 한 결과 자기효능감은 진로탐색 행동과 관련하여 가장 큰 효과크기를 가지는 것으로 나타났다(박유리, 안세영, 최보영, 2017).

또한, 내현적 자기애나 특성불안과 같은 개인내적 특성과 진로탐색 행동과의 관계를 자기효능감이 완전매개하거나(오은주, 2014; 이주연, 이기학, 2014), 진로장벽과 진로탐색 행동과의 관계를 자기효능감이 부분매개 하는 것으로 나타나(김종운, 박성실, 2013) 두 변수간의 관련성이 확인되었다. 자기효능감이 높을수록 진로탐색 행동이 높아지는 결과(고경필, 심미영, 2014)를 나타내며 여러 연구에서 자기효능감이 진로탐색 행동에 미치는 영향이 경험적으로 검증되어 왔다. 그러나 아직 상관을 바탕으로 자기효능감과 진로탐색 행동의 관련성을 파악한 연구들이 대다수이며 이론에서 언급하는 자기효능감과 진로탐색 행동의 인과성에 대해서 결론 내리기에는 한계가 있다.

2) 자기효능감과 진로미결정의 관계

진로미결정은 여러 요소의 영향으로 자신의 진로 방향에 관한 결정을 내리지 못하고 있는 상태를 말한다. 진로 결정과 확신에 어려움을 가지게 되면 진로미결정 상태에 처하게 되는데, 진로미결정은 성공에 대한 두려움(Staley, 1996), 낮은 자존감(Germeijs & De Boeck, 2002), 불안(Wangerg & Muchinsky, 1992), 낮은 사회적 기술(Nota & Soresi, 2003) 등 부정적인 삶의 지표와 관련되어 청소년들의 심리적 안녕에 부정적인 영향을 미치게 된다.

자기효능감과 진로미결정간의 관계에서는 서로 부적인 관계가 보고되어왔으며, 진로결정 자기효능감이 높을수록 진로결정 수준은 높아지는 것으로 나타났다(김태석, 이기학, 2012). 이 같은 횡단 연구에서 자기효능감과 진로미결정의 부적 상관이 확인되었을 뿐 아니라, 종단연구를 통해서도 자기효능감과 진로미결정의 관계는 지속적으로 검증되고 있다. 독일 청소년들을 대상으로 3차에 걸쳐 진로미결정의 지속성과 관련 변인에 대해 연구한 바에 따르면 낮은 자기 평가나 낮은 자기효능감이 진로미결정과 지속적으로 관계가 있다는 것이 밝혀졌다(Jaensch, Hirschi, Freund, 2015). 2004년부터 2007년까지의 종단자료를 사용하여 청소년들을 대상으로 수행된 연구에 의하면, 우울이나 불안과 같은 정서적인 요인이 진로미결정에 미치는 영향을 자기효능감이 완전매개 하는 것으로 나타나 사회인지 진로이론과 사회인지 이론의 가정에 부합함을 확인하였다(석민경, 조한익, 2016). 또한, 자기효능감이 높을수록 그리고 맥락적 장벽을 적게 지각할수록 진로미결정수준이 낮은 것으로 나타났다(김민선, 서영석, 2010).

이처럼 자기효능감과 진로미결정이 서로 강하게 관련되고 자기효능감이 진로미결정에 선행한다는 인과관계도 밝혀졌지만, 이와 상이한 연구결과도 존재한다. Creed 등(2006)은 8학년에서 10학년 사이의 청소년을 대상으로 자기효능감이 진로미결정에 미치는 영향을 2시점에 걸쳐 종단으로 연구하여 진로미결정과 자기효능감의 인과관계 검증을 시도하였다.

그 결과 자기효능감과 진로미결정 사이에는 분명한 부적인 상관이 성립하였지만 상호 인과관계가 발견되지 않았다. 즉, 첫 번째 시점과 두 번째 시점에서 각각 자기효능감이 높으면 진로미결정이 낮고 그 반대도 확인이 된 것이다. 그럼에도 불구하고 첫 번째 시점의 자기효능감이 두 번째 시점의 진로미결정이 변화하는 데에 영향을 미치거나 첫 번째 시점의 진로미결정이 그 다음 시점의 자기효능감이 변화하는 데에 영향을 미치는 것이 확인되지 않았다. 따라서 두 변수 간 인과관계가 이론적으로는 성립하나 경험적으로는 확인되지 않은 셈이다. 연구자들은 이러한 결과가 나타난 이유로 두 변수 사이에 개입하는 제 삼의 변수가 존재할 가능성에 의문을 제기하며 관련 변수의 개입에 대해 살펴볼 것을 제안하였다(Creed, Patton, & Prideaux, 2006).

3) 진로탐색 행동과 진로미결정의 관계

진로탐색 행동은 관심 있는 직업세계에 대한 정보를 수집하고, 직업세계와 관련한 기술이나 도구 등을 준비하여 자신이 선택한 직업 목표를 달성하기 위해 시간과 노력을 투자하여 노력하는 활동으로 정의된다(김봉환, 1997). 진로 결정수준과 진로탐색 행동 간에 정적인 상관을 보고한 연구(김정화, 김미경, 김진경, 고은영, 2012)나 부적인 상관을 보고한 연구(박초희, 2012)들이 존재한다. 이 같은 연구결과의 혼란을 줄이고 종합적 분석을 위해 시행된 진로탐색 행동과 진로 결정수준 간의 관계에 대한 메타연구에 의하면 진로결정수준이 높은 집단이 진로결정수준이 낮은 집단보다 진로탐색 행동을 할 가능성이 10%가량 높은 것으로 나타난다(박유리, 안세영, 최보영, 2017). 이처럼 진로탐색 행동은 여러 경험연구를 통해 진로결정이나 미결정과 관련을 가지는 것으로 확인되었다. 즉, 진로를 준비하는 행동이 증가하면 진로미결정이 감소하고, 진로탐색 행동을 하지 않는다면 진로미결정 상태가 더 강할 것으로 예측할 수 있다.

한편, 진로탐색 행동과 진로미결정의 관계를 살펴본 이전의 선행연구들은 한 시점의 자료를 수집하여 변인들의 관련성을 본 연구이기 때문에 두 변인의 인과관계나 관련성을 시간의 흐름에 따라 파악하는데는 한계가 있다. 특히 우리나라 청소년들의 진로발달을 알아본 연구에 의하면(황매향 등, 2010) 중학교 1학년부터 고등학교 3학년에 이르도록 전반적인 진로탐색 행동은 활발하지 않은 것으로 나타났으며, 진로탐색 행동 중 정보탐색만이 학년이 상승할수록 증가하는 것으로 나타났다. 특히, 진로결정 혼란이 가장 큰 고등학교 2학년에 오히려 진로탐색 행동이 활발하지 않은 것으로 나타났다. 이 같은 결과는 진학을 위한 정보탐색 준비행동은 많이 하지만 일단 진학이 결정되고 나면 진로탐색 행동을 많이 하지 않기 때문으로 추측할 수 있다. 하지만, 이러한 가설이 우리나라 청소년들의 진로 선택 및 발달 과정에 적합한지를 알아보기 위해서는 다양한 경험적 연구를 통한 확인이 요구된다. 따라서 본 연구에서는 우리나라 청소년들을 대상으로 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정이 시간에 따라 얼마나 일정하게 유지되는지를 살펴보기 위한 자기회귀 효과와 세 변인이 시간의 흐름에 따라 서로 어떤 영향을 주고받는지를 살펴보기 위해 변인들 간의 교차지연 효과를 탐색하였다.

2. 연구문제

본 연구의 연구문제 및 가설은 다음과 같다. 또한, 본 연구의 모형을 <그림 2>에 제시하였다.

<그림 2>

연구모형

연구문제 1) 청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정은 시간의 경과에 따라 안정적인가?

가설 1) 청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정 수준은 시간의 경과에 따라 안정적으로 유지될 것이다.

연구문제 2) 청소년의 자기효능감과 진로탐색 행동 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가?

가설 2-1) 이전 학년도 자기효능감이 높을수록 이후 학년에 보고한 진로탐색 행동의 수준이 높아질 것이다.

가설 2-2) 이전 학년도 진로탐색행동이 높을수록 이후 학년에 보고한 자기효능감의 수준이 높아질 것이다.

연구문제 3) 청소년의 자기효능감과 진로미결정 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가?

가설 3-1) 이전 학년도 자기효능감이 높을수록 이후 학년에 진로미결정 수준이 낮아질 것이다.

가설 3-2) 이전 학년도 진로미결정이 높을수록 이후 학년에 자기효능감 수준이 낮아질 것이다.

연구문제 4) 청소년의 진로탐색 행동과 진로미결정 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가?

가설 4-1) 이전 학년도 진로탐색 행동의 수준이 높을수록 이후 학년에 측정한 진로미결정 수준이 낮아질 것이다.

가설 4-1) 이전 학년도 진로미결정의 수준이 높을수록 이후 학년에 측정한 진로탐색행동 수준이 낮아질 것이다.


Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 한국청소년패널조사(KYPS) 중학교 2학년 자료 중 3차년도~6차년도 (고1-대1)에 해당하는 자료를 사용하였다. 한국청소년패널조사는 우리나라 청소년의 잠재적 직업선택, 향후 진로설정 및 준비, 일탈행위, 여가참여 등의 내용을 전망적 패널조사의 방법으로 추적 조사함으로써 종단적 패널 데이터를 구축하고 있다. 본 연구에서는 무응답이 많은 자료를 제외하고 4차년도에 걸쳐 안정적으로 응답한 2,503명의 자료를 분석하였다. 이중 남학생은 1,195명(47.7%), 여학생은 1,308명(52.3%)이다.

2. 연구도구

1) 자기효능감

자기효능감을 측정하기 위해 Bandura(1997)의 자기효능감 정의를 바탕으로 만든 청소년패널 문항 중 ‘나는 내가 내린 결정을 신뢰할 수 있다’, ‘나는 내 문제를 스스로 해결할 수 있다고 믿는다’, ‘나는 내 삶을 스스로 주관하며 살고 있다’3문항을 사용하였으며, 각 문항은 5점 척도(1 = 전혀 그렇지 않다, 5 = 매우 그렇다)로 응답한다. 선행연구들(김태균, 2008; 최수정, 2007)에서는 자기효능감을 측정하기 위해 동일한 문항을 사용하였으며 전체 문항의 신뢰도는 .76~.85로 나타났다. 본 연구에서 전체 문항의 신뢰도는 고등학교 1학년 .81, 고등학교 2학년 .85, 고등학교 3학년 .87, 대학교 1학년 .84였다.

2) 진로탐색 행동

진로탐색 행동을 측정하기 위해서 진로활동 활동 수행경험 중 ‘진로관련 활동 강연이나 수업’, ‘소집단 활동’, ‘적성검사’, ‘상담’, ‘직업생활체험 프로그램’에 대한 참여여부의 합산점수를 사용하였다. 지난 1년 동안 경험이 있으면 1, 없으면 0으로 응답하며 합산점수가 높을수록 진로활동에 참여한 경험이 높은 것을 의미한다. 허균(2010)의 연구에서 역시 진로경험활동을 측정하기 위해 같은 문항을 사용하였으며, 본 연구에서는 그중 상대적으로 비중이 낮고 변별력이 높지 않을 것으로 생각해 진로 관련 책, 잡지 열독에 관한 부분을 빼고 5문항을 사용하였다. 본 연구에서 전체 문항의 신뢰도는 고등학교 1학년 .60, 고등학교 2학년 .62, 고등학교 3학년 .66, 대학교 1학년 .84로 나타났다.

3) 진로미결정

진로미결정을 측정하기 위해 7개의 문항을 사용하였다. 진로미결정을 ‘향후 진로설정과 관련하여, 내가 좋아하고 잘하는 것이 무엇인지 아직 잘 알지 못한다’, ‘나는 현재 내가 가보고 싶은 향후 진로가 자주 바뀐다’ 등 7문항으로 이루어져 있으며 6점 척도(0 = 잘 모르겠다, 5=매우 그렇다)로 평정한다. 이아람, 김보영(2015)의 연구에서는 진로미결정을 측정하기 위해 동일한 문항을 사용하였으며 전체 문항의 신뢰도는 .70~.85였다. 본 연구에서 전체 문항의 신뢰도는 고등학교 1학년 .78, 고등학교 2학년 .81, 고등학교 3학년 .81, 대학교 1학년 .73로 나타났다.

3. 자료분석

본 연구에서는 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정의 인과관계를 추론하기 위해 자기회귀 교차지연 모형(autoregressive cross-lagged model: 이하 ARCL)을 적용하여 자료를 분석하였다. ARCL은 한 변인의 t-1 시점 값이 t시점 값을 예측하는 자기회귀 효과와 한 변인과 다른 변인이 시간 간격을 두고 서로 예측하는 교차지연 효과를 함께 추정하는 분석방법으로 변인들 간의 인과관계를 예측하는데 유용한 방법이다. 결측치 처리를 위해 FIML(full information maximum likehood) 방법을 사용하였으며, 모형의 적합도를 살펴보기 위해 χ2 값과 TLI(Tucker-Lewis Index)(Tucker & Lewis, 1973), CFI(Comparative Fit Index)(Bentler & Bonnet, 1980), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)(Byrne, 1998) 적합도 지수를 함께 고려하였다. TLI와 CFI 지수는 .90 이상일 때, RMASEA는 .05 이하일 때 좋은 적합도로 해석한다(홍세희, 2000). 본 연구에서는 분석을 위해서 SPSS20.0과 AMOS 20.0 프로그램을 활용하였다.


Ⅳ. 연구결과

1. 주요변인들의 기술통계치 및 변인들 간의 상관관계

본 연구에서 사용한 주요 변인들의 기술통계치 및 상관 결과는 <표 1>과 같다. 상관분석 결과를 보면 전 시기의 자기효능감은 고등학교 1학년과 2학년 때의 진로탐색 행동과 정적상관이 있는 것으로 나타난 반면, 고등학교 1학년 때부터 대학교 1학년 때까지의 자기효능감은 고등학교 3학년과 대학교 1학년의 진로탐색 행동과 유의한 상관이 없는 것으로 나타났다. 자기효능감은 고등학교 1학년에서부터 대학교 1학년 때까지의 진로미결정과 유의한 부적상관이 있는 것으로 나타났다. 마지막으로, 고등학교 1, 2학년 때의 진로탐색 행동은 전 시기의 진로미결정과 유의한 부적상관이 있는 것으로 나타났으며, 고등학교 3학년과 대학교 1학년 때의 진로탐색 행동은 고등학교 1, 2학년 때의 진로미결정과 상관이 없는 것으로 나타났다. 변인들의 왜도와 첨도는 모든 변인에서 각각의 절대값이 2와 7을 넘지 않아 정규성이 만족 된 것으로 판단하였다(Kline, 2016).

기술통계 및 상관분석 결과

2. 형태동일성 검증

본 연구에서는 형태동일성을 검증하기 위해 <표 2>와 같이 16개의 경쟁모형을 설정하고 최적의 모형을 찾기 위해 순차적으로 모형의 적합도와 χ2값을 비교하였다. 먼저 기초모형의 적합도는 χ2(425)=2786.44, CFI=.92, TLI=.90, RMSEA=.047(.045-.049)로 모형이 자료를 적절히 반영하는 것으로 나타났다. 동일성 가정(equivalence assumption) 검증을 위해서 CFI와 RMSEA 값 둘 다를 고려하여 .01보다 좋아지거나 나빠지지 않으면 동일성 가정이 충족되는 것으로 판단한다(Chen, 2007). <표 2>에서 볼 수 있듯이 15개의 모형 중 χ2의 차이가 유의미하게 증가한 모형이 일부 있었으나 χ2차이검증을 이용할 때 표본크기가 클 경우 영가설을 쉽게 기각하는 경향이 있으므로, 그 결과를 엄격하게 적용하지 않았다(이현정, 손수경, 홍세희, 2018). 본 연구에서는 모형의 적합도를 함께 반영했으며 동일화 제약을 가한 모형과 이전의 모형의 차이가 .01보다 작을 때 동일화 제약을 가한 모형을 선택하였다.

동일화 제약 모형

<표 3>과 같이 측정동일성 가정에 따라 동일 측정변수의 요인 부하량을 각 시점별로 같게 제약한 모형(모형 2-4)의 적합도와 어떠한 제약도 가하지 않은 기저모형 1의 적합도를 비교하였다. 비록 모형 3에서 4로 가면서 χ2 값의 차이(χ2(df=6)=83.83)가 유의미하게 증가하고, CFI 수치가 낮아졌지만 TLI나 RMSEA의 수치가 변화하지 않아 시간 흐름에 따른 측정동일성이 성립되었다고 판단하였다.

동일화 제약 모형 적합도

자기효능감의 자기회귀계수에 동일화 제약을 가한 모형 5도 모형 4에 비해 적합도가 나빠지지 않아, 자기효능감의 자기회귀효과는 시간에 따라 같게 유지되었다. 즉, 이전 시점이 이후 시점에 주는 영향이 각 시점에 따라 동일하다고 볼 수 있다. 진로행동과 진로미결정의 자기회귀계수 동일화 제약을 가한 모형 6과 모형 7도 각각 앞선 모형에 비해 적합도가 나빠지지 않아 자기회귀효과가 시간에 따라 동일하게 유지되는 것으로 나타났다. 다음으로, 교차회귀계수를 동일하게 제약한 모형 8-13를 보면 자기효능감에 대한 진로행동의 교차회귀계수에 제약을 가한 모형 8이 진로미결정 자기회귀계수에 제약을 가한 모형 7에 비해 χ2 값의 차이(χ2(df=2)=11.4)가 유의미하게 증가한 것으로 나타났으나 적합도의 변화가 거의 없어 교차지연 효과가 시간에 따라 동일하게 유지되는 것으로 판단하였다. 한편, 변수들 간의 교차회귀계수에 제약을 가한 모형 9부터 13까지를 모형 진로미결정에 대한 진로행동의 교차회귀계수에 제약을 가한 모형 13이 모형 12에 비해 χ2 값의 차이(χ2(df=2)=8.86)가 유의하게 증가하는 것으로 나타났으나 위와 같이 모형의 적합도는 거의 변화가 없어 교차지연 효과가 시간에 따라 동일하게 유지되는 것으로 보았다. 마지막으로 각 변수의 오차공분산에 동일화 제약을 가한 14-16 역시 χ2 값이 일부 모형에서 유의하게 증가하는 것으로 나타났으나 모형의 적합도가 유의하게 나빠지지 않아 모형 16을 최종모형으로 결정하였다.

3. 구조모형 검증

본 연구에서는 <그림 3>과 같이 최종적으로 선정된 모형 16을 바탕으로 구조모형 분석을 통해 경로계수를 추정하였다.

<그림 3>

최종모형의 경로계수***p < .001.

연구결과 잠재변수에서 측정변수로 가는 경로계수는 .001 수준에서 모두 유의미한 것으로 나타났다. 자기회귀 경로도 모든 변수에서 유의미한 것으로 나타났다. 즉 고등학교 1학년 때 측정한 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정이 높은 학생들은 대학교 1학년 때까지 꾸준히 높은 수준의 자기효능감을 가지고 진로탐색 행동, 진로미결정 수준을 유지함을 알 수 있다. 한편, 이전 시점의 자기효능감이 이후의 진로탐색 행동에 영향을 미치는 교차지연 효과는 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났으며, 이전 시점의 자기효능감은 이후의 진로미결정에는 모두 유의미하게 부적 영향을 미쳤다. 이는 이전 시점에서 자기효능감이 낮을수록 이후에 진로를 결정하지 못할 가능성이 높음을 의미한다. 이전 시점의 진로탐색 행동에서 이후의 자기효능감과 진로미결정에 영향을 미치는 교차지연효과를 살펴보면 진로활동에서 자기효능감으로 가는 교차지연 효과만이 유의미한 것으로 나타났다. 구체적으로, 이전 시점에 진로탐색 행동에 많이 참여한 학생들일수록 이후 시점에 자기효능감이 높아짐을 알 수 있다. 마지막으로, 진로미결정이 자기효능감에 미치는 교차지연효과는 모두 유의미한 것으로 나타났으며, 이는 이전 시점의 진로미결정이 높을수록 이후 시점의 자기효능감이 낮아짐을 의미한다. 진로미결정이 진로탐색 행동에 미치는 교차지연 효과는 고등학교 1학년에서 2학년으로 올라가는 시점을 제외하고 모두 유의미한 정적상관이 있는 것으로 나타났으며 학년이 높아질수록 진로를 결정하지 못한 학생들이 진로탐색 행동을 많이 함을 알 수 있다. 최종모형의 경로계수는 <표 4>에 제시하였다.

최종모형의 경로계수

본 연구결과를 연구문제 및 가설에 따라 정리하면 다음과 같다.

연구문제 및 가설


Ⅴ. 결론 및 논의

본 연구에서는 우리나라 청소년들의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정 변수 간의 인과관계를 살펴보고자 하였다. 이를 위해 한국청소년패널조사(KYPS) 자료 중 고등학교 1학년부터 대학 1학년까지의 자료를 사용하였으며, 그 결과는 다음과 같다.

첫째, 고등학교 1학년 시기에 측정한 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정은 대학교 1학년 때까지 일정하게 유지되는 것으로 나타났다. 특히 진로탐색 행동의 자기회귀 경로계수가 높게 나타났는데 이는 한번 진로탐색 행동에 참여하기 시작한 학생들은 꾸준히 관련 활동을 이어가는 것으로 이해할 수 있다. 이러한 결과는 본격적인 구직활동 이전에 구직활동 수준이 높을수록 이후의 구직활동 수준 역시 높게 나타난 직업탐색행동의 순차적 모델(Barber, Daly, Giannantonio, & Phillips, 1994) 및 선행연구 결과(이지영, 장재윤, 김명언, 2005; Saks & Ashforth, 2000)와도 부분적으로 일치하는 것이다. 또한 이전 시점의 진로결정 자기효능감과 진로미결정이 다음 시점에도 유의미하게 영향을 준다는 연구(Creed, Patton, & Prideaux, 2006)와도 맥을 같이 한다. 하지만, 진로미결정 수준이 학년이 높아질수록 유의미하게 감소한다는 연구(김민선, 서영석, 2010)와는 다소 차이를 보인다. 이러한 차이가 나타난 이유는 본 연구가 고등학교 1학년에서부터 대학교 1학년까지의 연령을 대상으로 하였기 때문일 수 있다. 한번 진로를 결정했다고 하더라도 진학이라는 현실적인 문제에 맞닥뜨릴 때 진로미결정이 다시 반복될 가능성이 높음을 시사 하는 것이다. 황매향 등(2010)의 연구에서도 중학교 2학년과 고등학교 2학년 시기와 같이 진로결정을 직접적으로 요청받는 상황에서 진로결정성이 낮아지며 고등학교 2학년 시기에 확신성이 가장 낮은 것으로 나타나는 결과도 이러한 측면에서 이해할 수 있을 것이다. 즉, 실제로 진로에 큰 영향을 미치는 대학입시를 치르고 학과를 선택하는 상황에서 학생들의 혼란이 다시 커질 수 있을 것으로 가정할 수 있다.

둘째, 이전 시점의 자기효능감이 이후의 진로탐색 행동에 영향을 미치는 교차지연 효과는 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 전 학년도 자기효능감은 이후 학년도 진로탐색 행동과 유의미한 관련성이 없음을 의미한다. 이러한 결과는 자기효능감과 진로탐색 행동간 두 변인의 직접효과가 유의미하지 않았던 연구 결과와(김순미, 이현림, 2008) 유사하다. 또한, 진로탐색 행동이 자기효능감에 미치는 직접적 영향력이 유의하지 않게 나타난 선행연구와(Brown, Darden, Shelton, & Dipoto, 1999) 맥을 같이하는 결과이다. 하지만, 단일 시점을 기준으로 자기효능감이 높을수록 진로탐색 행동을 많이 하는 것으로 나타난 연구결과와는 다소 차이가 있는 것이다(강명숙, 박은령, 2014; 신미경, 김희수, 2017). 일부 종단 연구(Prideaux, Creed, Muller, & Patton, 2000; Prideaux, Patton, & Creed, 2002; Rogers & Creed, 2011)에서는 진로결정 효능감이 진로결정에 대한 동기와 진로탐색 행동 수준을 높여 진로미결정 수준을 낮출 것이라 가정하였지만 본 연구결과는 이러한 결과와 다르게 자기효능감에서 진로탐색 행동으로 가는 경로계수가 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

셋째, 이전 시점의 진로탐색 행동에서 이후의 자기효능감과 진로미결정에 영향을 미치는 교차지연효과를 살펴본 결과, 진로탐색 행동에서 자기효능감으로 가는 교차지연 효과만이 유의미한 것으로 나타났다. 자기효능감과 진로탐색 행동의 인과관계를 고려함에 있어 진로탐색 행동이 자기효능감을 높이는 선행변인이 될 수 있음을 의미하는 것이다. 이러한 결과를 통해 진로탐색 행동에 많이 참여함으로써 자기효능감이 높아진다는 해석이 적절하다고 볼 수 있다. 이러한 결과는 자기효능감이 진로탐색 행동에 선행하여 영향을 준다는 기존의 경험적 연구나(김종운 박성실, 2013; 오은주, 2014; 이주연, 이기학, 2014) 사회인지진로 이론 모형과는(Lent et al., 1994, 2000; Lent & Brown, 2013) 차이를 나타낸다. 이러한 차이를 해석함에 있어, 두 변수의 관련성이 양방향적인 역동성을 가지고 서로 영향을 줄 뿐 아니라, 실제 진로탐색 행동 안에서의 학습경험을 통해 효능감이 강화되어가는 순환적 관계를 맺는 것으로 이해할 수 있을 것이다. 또 다른 가정은 고등학생들을 대상으로 한 자료라는 점이 이러한 상이 한 결과를 만들어내는 데 영향을 미쳤을 수 있다. 우리나라 고등학생들의 경우 대학진학이라는 분명한 과업을 직면하고 있기 때문에, 효능감이 높든 낮든 다소 강제적인 진로탐색 행동을 할 수밖에 없다는 것이다. 이러한 시기적 특성으로 인해, 탐색행동이 증가하고, 그것이 효능감에 영향을 미치는 결과로 나타났을 수 있다.

넷째, 진로미결정이 자기효능감에 미치는 교차지연 효과는 모두 유의미한 것으로 나타났으며, 이는 이전 시점의 진로미결정이 높을수록 이후 시점의 자기효능감이 낮아짐을 의미한다. 또한 이전 시점의 자기효능감은 이후의 진로미결정에는 모두 유의미하게 부적 영향을 미쳤으며 자기효능감이 낮을수록 이후에 진로를 결정하지 못할 가능성이 높음을 의미한다.

이는 진로결정 자기효능감이 진로미결정의 선행변인으로서 진로미결정을 유의미하게 예측하는 것으로 나타난 선행연구들(Taylor & Popma, 1990; Betz & Voyten, 1997)과도 일치하는 것이다. 또한 진로미결정이 높을수록 이후 시점에 측정한 자기효능감이 낮아지는 것으로 나타나 자기효능감과 진로미결정은 서로 영향을 주고받는 양방향적 관계를 가정할 수 있다. 권재기와 김진호(2011)의 연구에서 고등학교 3학년 때부터 대학 졸업까지 진로결정 수준을 종단적으로 살펴본 결과 진로결정 수준을 가장 잘 예측하는 변인이 자기효능감으로 나타났으며, 자기효능감이 낮은 사람들의 경우 고등학교 3학년 때 미결정 집단으로 분류될 확률이 높음과 동시에 대학에서도 결정과 미결정을 반복하는 확신이 낮은 집단으로 분류되었다. 이러한 결과는 진로결정 자기효능감과 진로미결정이 장기적으로 영향을 주고받을 것이라는 기존의 이론적, 경험적 연구들과(석민경, 조한익, 2016; Betz & Voytenm 1997; Tylor & Popma, 1990; Lent et al., 1994; Guay et al., 2003) 맥을 같이 한다.

마지막으로, 청소년의 진로탐색 행동과 진로미결정 간 인과관계의 시간에 따른 변화 양상을 살펴 본 결과 진로탐색 행동에서 진로미결정으로 가는 모든 교차회귀계수가 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 고등학교 2학년 측정한 진로미결정은 고등학교 3학년 진로탐색 행동, 고등학교 3학년 진로미결정은 대학교 1학년 진로활동 참여에 유의미한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 주로 학생들이 고등학교 2학년과 3학년에 진로 미결정을 해결하기 위한 진로탐색 행동을 하는 것으로 이해할 수 있다. 즉, 대학진학의 문제를 맞닥뜨리는 고등학교 2학년과 3학년 시기까지 진로미결정을 경험할 경우 탐색활동을 시작하는 것으로 이해할 수 있으며, 전공과 진로에 대한 확신이 없는 상태에서 대학에 입학할 경우 대학교 1학년 때까지 진로고민이 지속적으로 이어질 수 있을 것이다. 한편, 본 연구결과는 대학 4학년생들을 대상으로 진로미결정과 진로탐색 행동의 종단적 관계를 살펴봤을 때, 진로미결정 수준이 높을수록 진로활동 수준이 낮아지는 것으로 나타난 이지영 등(2005)의 연구결과와 다소 차이가 있는 것이다. 이러한 결과는 진로미결정과 진로탐색 행동 수준의 관계는 같은 학년 혹은 연령대 등 시기와 발달과업 등에 따라서도 달라질 수 있음을 의미하는 것이며 진로미결정과 진로탐색 행동의 관계를 살펴봄에 있어서 내담자들의 연령과 맥락적 상황들을 주의 깊게 살펴볼 필요가 있음을 의미한다.

본 연구의 결과를 바탕으로 이론 및 상담 및 교육현장에 적용할 수 있는 시사점과 실제적 함의를 논의하면 다음과 같다. 첫째, 자기회귀 효과와 관련된 함의점을 보면, 고등학교 1학년 시기의 자기효능감, 진로탐색 행동, 미결정 수준이 지속된다는 연구결과를 통해 진로 관련 변수의 정도에 따라 차별적인 진로개입을 고려할 수 있을 것이다. 효능감이 낮은 집단은 시간이 지나도 계속 낮은 효능감을 유지하고, 그 결과 진로미결정 수준이 낮은 집단도 계속 유사한 상태를 유지한다는 의미이기 때문에, 진로프로그램 개입 시 각각의 집단에 더 적합한 진로 지도 횟수와 점검이 다를 수 있다. 즉, 진로효능감이 낮은 집단에 분류된 학생들의 경우 진로 행동의 빈도나 관련 과제의 난이도를 조정하여 이들이 효능감을 긍정적인 방향으로 변화시킬 수 있도록 돕고 결과적으로 미결정 수준에 변화를 꾀할 수 있을 것이다. 즉, 차별적인 특성을 가진 학생들에게 차별적 처치를 함으로 더 적절한 진로 개입을 할 수 있다는 것이다. 또한, 진로미결정에 대처하는 생산적, 비생산적, 도움추구 대처(Frydenberg & Lewis, 1993)의 유형에 따라 미결정 상황이 영향을 받을 수 있다. 따라서 상담자들은 자기 효능감이 낮거나 준비행동이 낮은 집단을 대상으로 이러한 대처전략을 점검하여 생산적인 대처를 하도록 도울 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구 결과를 종합해 볼 때, 진로탐색 행동을 증진시켜 효능감을 높이고, 결과적으로 진로미결정을 감소시키는 방향으로 진로 개입이 이루어져야 할 것으로 보인다. 특히, 고등학교 2학년 시기는 문과나 이과 등 계열선택을 하게 되는 시기이고, 고등학교 3학년 시기는 대학진학 여부나 학과를 선택하는 중요한 시기로 현재 우리나라 학생들의 진로탐색 행동과 미결정이 시간적 특성의 영향을 받는 것으로 볼 수 있다. 이 같은 현상은 우리나라 학생들이 장기적인 관점에서 자신의 진로문제를 다루기보다는 짧은 기간 동안의 탐색 활동을 지속하기 때문인 것으로 이해할 수 있다. 그러나 본 연구에서 나타난 진로행동의 증가가 진로효능감에 선행한다는 연구 결과는 기존 이론에서 나타난 변수 간 인과관계의 방향과는 다른 결과로, 이후 재검토하여 연구 결과를 검증해 볼 필요가 있다. 일반적으로 효능감이 진로탐색 행동에 영향을 미친다는 이론적 설명에서 진로탐색 경험이나 관련 행동들이 효능감을 증진하는 근거가 될 수 있기 때문이다. 즉, 효능감과 진로탐색 행동 간에 순환적 관계가 있으므로, 이 두 변수의 인과관계의 변화가 어떤 의미를 가질 것인가에 대해 탐색해 볼 수 있다. 또한, 특정 대상이나 시기에 따라 두 변수의 인과관계의 영향이 달라질 수 있을 것인가 등 이론적 해석과 적용에 있어 다양한 가능성을 제안한다는 시사점이 있을 것이다.

셋째, 본 연구에서 진로탐색 행동은 자기효능감을 높이는 것으로 나타났다. 이는 다양한 진로활동을 통해 얻은 정보들이 전반적인 효능감을 높임을 의미하는 것이다. 진로미결정과 관련하여 진로미결정 대처전략(SCCI) 모델에서는(Frydenberg & Lewis, 1993) 자기조절이나 정보탐색 등의 생산적 대처, 회피나 고립 등의 비생산적 대처, 정보나 정서적 지지를 추구하는 도움추구 대처의 세 가지 방향의 대처를 제안한다. 그런데, 이 모델의 적용가능성을 탐구한 연구에 의하면(Lipshits-Braziler, Gati, & Tatar, 2016), 타인에게 정서적인 위로나 지지를 추구하는 활동이 비생산적일 수도 있는 것으로 나타났다. 정서적 지지가 불안을 안심시켜서 문제에 집중하게 할 힘을 제공하여 문제중심 대처를 하게 할 때는 생산적인 대처가 되지만, 부정적인 스트레스에만 초점을 둔다거나 어려움만을 계속 반추하는 것은 비생산적이 대처가 된다는 것이다. 학생들 진로미결정에 대한 상담을 할 때 상담자들은 이점을 유념할 필요가 있다. 단순히 진로미결정의 정서적 호소를 수용하는 것에서만 멈추지 말고 정보를 찾거나 자기 정서를 스스로 조절할 수 있게 하거나 보다 유연하게 상황을 해석하는 등의 생산적 대처를 함께 고려해야 상담자들이 내담자들이 진로미결정에서 경험하는 어려움에 대해 제공하는 공감적 이해와 수용이 내담자들이 문제를 해결해 나가는데 진정으로 도움을 받을 수 있는 대처가 될 수 있을 것이다.

마지막으로, 본 연구에서는 자기효능감은 진로미결정과 장기적으로 영향을 주고받는 변인으로 드러났다. 즉, 특정 과목이나 과제에 대한 효능감이 높을수록 진로결정 수준이나 확신도 높을 수 있음을 의미하며 상담에서는 진로결정에 어려움을 가지고 온 학생들의 경우 자기효능감 수준에 관심을 가지고 살펴볼 필요가 있을 것이다. Bandura(1991)는 자기효능감의 원천을 소개하면서 성공경험, 장·단기 목표설정, 긍정적인 사회적 강화, 역할모델, 안정적인 정서의 중요성을 언급하였다. 예를 들어, 진로결정을 어려워하는 고등학생들이 왔을 경우 과거의 성공경험들을 탐색하고 성공경험이 부족한 내담자들의 경우 적절한 장단기 목표를 설정하고 상담자가 지지적인 피드백을 제공함으로써 내담자들이 자신의 적성과 흥미를 발견하고 진로미결정 수준을 낮춰 갈 수 있도록 할 필요가 있다.

본 연구는 진로관련 변수들의 시간에 따른 변화와 그 인과관계를 확인하여 보다 적절한 개입과 교육의 기초자료를 제공하였다는 시사점에도 불구하고 다음과 같은 제한점을 가지고 있다. 첫째, 본 연구는 특정 패널 자료를 분석에 사용함으로서 변수들에 대한 측정이 자기보고에 의존하고 있다. 자기보고 자료의 특성상 그 정도가 축소 혹은 확대되었을 가능성을 배제할 수 없다. 따라서 후속연구에서는 이러한 한계를 극복할 수 있는 다양한 객관적 지표를 고려할 수 있을 것이다. 예를 들어 진로 행동을 객관적으로 설명할 수 있는 관련 활동 참여 빈도 등의 양적인 자료나 학생의 행동을 관찰하여 피드백 해 줄 수 있는 주변 교사나 부모의 평정과 같은 자료들을 종합적으로 활용하여 본 연구의 결과를 반복 검증해 볼 수 있을 것이다. 둘째, 본 연구는 관련 개념을 패널 연구의 문항에서 추출하여 구성하였다. 비록, 각각의 개념을 구인하는 정의나 관련 척도들과 유사성이 있지만, 문항구성의 한계로 인해 관련 변인을 충분히 대표하지 못했을 가능성이 있다. 따라서, 이후 연구에서는 관련 변인을 측정하는 표준화된 척도를 사용하여 본 연구의 결과를 확인해 볼 수 있을 것이다. 셋째, 패널 연구는 시간의 누적을 반영하여 어떠한 현상의 변화를 파악할 수 있다는 장점이 있지만. 응답자가 같은 문항에 반복적으로 답변하면서 생길 수 있는 오염효과를 배제할 수 없다. 즉, 이전 자신의 응답이 다음번 응답에 영향을 줄 수 있다는 것이다. 선거와 관련한 패널 조사 연구에 의하면 응답자들의 현재 응답이 이전 응답에 영향을 받는다(이현우, 2008). 본 연구에서는 진로 관련 변수들의 변화를 살펴보았는데, 관련 문항에 대한 학습효과 등으로 인해 실제 변화에 영향을 받았을 수 있다. 따라서 이러한 영향을 최소화 할 수 있는 방법으로 각 조사 년도에 실시한 횡단 연구들의 변화 추이와 비교해 볼 수 있을 것이다. 마지막으로, 본 연구에서는 진로탐색 행동과 진로미결정에 영향을 미치는 변인으로 자기효능감을 살펴보았다. 본 연구에서 사용한 자기효능감 척도의 경우 진로와 관련된 자기효능감이 아닌 일반적인 자기효능감을 측정하는 척도이기 때문에 진로결정에 효능감이나 특정 과제에 대한 효능감을 중심으로 살펴본 선행연구 결과(Creed et al., 2006)와 같은 선상에서 이해하는데 한계가 있다. 또한 선행연구에서는 특성불안과 같은 심리적 특성들(박기복 등, 2015)과 외부장벽 지각 등의 맥락적 특성들(이지영 등, 2005)이 진로탐색 행동과 진로미결정에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났기 때문에 후속연구에서는 좀 더 다양한 심리적 특성들을 바탕으로 변인들의 교차지연 효과를 살펴볼 필요가 있을 것이다.

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<그림 1>

<그림 1>
Bandura의 자기효능감 이론출처: Bandura, A.(1977). Self-efficacy : Toward a Unifying Theory of Behavioral Change. Psychological Review, 84(2).

<그림 2>

<그림 2>
연구모형

<그림 3>

<그림 3>
최종모형의 경로계수***p < .001.

<표 1>

기술통계 및 상관분석 결과

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
주. 1 = 자기효능감 고 1, 2 = 자기효능감 고 2, 3=자기효능감 고 3, 4=자기효능감 대 1, 5=진로탐색행동 고 1, 6=진로탐색행동 고 2, 7=진로탐색행동 고 3, 8=진로탐색행동 대 1, 9=진로미결정 고 1, 10=진로미결정 고 2, 11=진로미결정 고 3, 12=진로미결정 대 1.
**p < .01. *p < .05.
1 -
2 .48** -
3 .41** .49** -
4 .40** .44** .49** -
5 .09** .07** .09** .06** -
6 .06** .08** .09** .07** .27** -
7 .03 .01 .02 .01 .14** .26** -
8 .02 .01 .03 .02 .08** .13** .18** -
9 -.17** -.13** -.11** -.12** -.10** -.04** -.02 -.03 -
10 -.18** -.17** -.16** -.16** -.05* -.10** -.03 .00 .40** -
11 -.16** -.15** -.20** -.19** -.04 -.04* -.05* -.04 .34** .42** -
12 -.12** -.15** -.19** -.25** -.08** -.09** -.02 -.11** .30** .34** .42** -
M 3.53 3.57 3.66 3.72 2.25 1.20 1.22 1.23 2.27 2.30 2.18 2.25
SD .70 .69 .69 .65 .66 .24 .26 .28 .67 .69 .74 .66
첨도 -.17 -.21 -.24 -.26 .06 1.29 1.11 1.20 .20 .25 .10 -.14
왜도 .39 .24 .28 .28 -.14 1.32 .64 .59 .06 .09 .29 .06

<표 2>

동일화 제약 모형

모형 동일화제약
모형1 제약을 가하지 않은 기저모형
모형2 각 시점별 자기효능감의 측정변인 요인부하량
모형3 모형2+각 시점별 진로행동 측정변인 요인부하량
모형4 모형3+각 시점별 진로미결정 측정변인 요인부하량
모형5 모형4+자기효능감 자기회귀계수
모형6 모형5+진로행동 자기회귀계수
모형7 모형6+진로미결정 자기회귀계수
모형8 모형7+자기효능감에 대한 진로행동 교차회귀계수
모형9 모형8+진로행동에 대한 자기효능감 교차회귀계수
모형10 모형9+자기효능감에 대한 진로미결정 교차회귀계수
모형11 모형10+진로미결정에 대한 자기효능감 교차회귀계수
모형12 모형11+진로행동에 대한 진로미결정 교차회귀계수
모형13 모형12+진로미결정에 대한 진로행동 교차회귀계수
모형14 모형13+자기효능감과 진로행동 간 오차공분산
모형15 모형14+진로행동과 진로미결정 간 오차공분산
모형16 모형15+자기효능감과 진로미결정 간 오차공분산

<표 3>

동일화 제약 모형 적합도

모형 χ2 df ∆χ2 ∆df CFI TLI RMSEA
(90% CI)
***p < .001. *p < .05.
모형1 2786.44 425 - - .919 .900 .047(.045-.049)
모형2 2790.80 431 4.36 6 .919 .901 .047(.045-.048)
모형3 2790.88 434 0.08 3 .919 .902 .047(.045-.048)
모형4 2874.71 440 83.83*** 6 .917 .900 .047(.045-.049)
모형5 2875.80 442 1.09 2 .917 .900 .047(.045-.049)
모형6 2884.29 444 8.49* 2 .917 .901 .047(.045-.049)
모형7 2915.81 446 31.52*** 2 .916 .900 .047(.045-.049)
모형8 2927.21 448 11.4*** 2 .915 .900 .047(.045-.049)
모형9 2932.36 450 5.15 2 .915 .900 .047(.045-.049)
모형10 2935.66 452 3.30 2 .915 .901 .047(.045-.048)
모형11 2937.65 454 1.99 2 .915 .901 .047(.045-.048)
모형12 2941.80 456 4.15 2 .915 .902 .047(.045-.048)
모형13 2950.66 458 8.86* 2 .915 .902 .047(.045-.048)
모형14 2950.99 460 0.33 2 .915 .902 .047(.045-.048)
모형15 2955.59 462 4.60* 2 .915 .903 .047(.045-.048)
모형16 2970.33 464 14.74*** 2 .914 .903 .046(.045-.048)

<표 4>

최종모형의 경로계수

경로 표준화계수 비표준화계수 표준오차
***p < .001.
자기회귀 자기효능감 고2 ← 자기효능감 고1 .53*** .53 0.01
자기효능감 고3 ← 자기효능감 고2 .55*** .53 0.01
자기효능감 대1 ← 자기효능감 고3 .56*** .53 0.01
진로탐색 행동 고2 ← 진로탐색 행동 고1 .78*** .79 0.04
진로탐색 행동 고3 ← 진로탐색 행동 고2 .87*** .79 0.04
진로탐색 행동 대1 ← 진로탐색 행동 고3 .96*** .79 0.04
진로미결정 고2 ← 진로미결정 고1 .48*** .51 0.01
진로미결정 고3 ← 진로미결정 고2 .47*** .51 0.01
진로미결정 대1 ← 진로미결정 고3 .56*** .51 0.01
교차지연 진로탐색 행동 고2 ← 자기효능감 고1 .03 .02 0.02
진로탐색 행동 고3 ← 자기효능감 고2 .03 .02 0.02
진로탐색 행동 대1 ← 자기효능감 고3 .03 .02 0.02
진로미결정 고2 ← 자기효능감 고1 -.10*** -.10 0.01
진로미결정 고3 ← 자기효능감 고2 -.01*** -.01 0.01
진로미결정 대1 ← 자기효능감 고3 -.10*** -.10 0.01
교차지연 자기효능감 고2 ← 진로탐색 행동 고1 .10*** .11 0.02
자기효능감 고3 ← 진로탐색 행동 고2 .10*** .11 0.02
자기효능감 대1 ← 진로탐색 행동 고3 .10*** .11 0.02
진로미결정 고2 ← 진로탐색 행동 고1 -.01 -.01 0.02
진로미결정 고3 ← 진로탐색 행동 고2 -.01 -.01 0.02
진로미결정 대1 ← 진로탐색 행동 고3 -.01 -.01 0.02
자기효능감 고2 ← 진로미결정 고1 -.04*** -.04 0.01
자기효능감 고3 ← 진로미결정 고2 -.05*** -.04 0.01
자기효능감 대1 ← 진로미결정 고3 -.05*** -.04 0.01
진로탐색 행동 고2 ← 진로미결정 고1 .08 .07 0.02
진로탐색 행동 고3 ← 진로미결정 고2 .09*** .07 0.02
진로탐색 행동 대1 ← 진로미결정 고3 .12*** .07 0.02

<표 5>

연구문제 및 가설

연구문제 연구가설 채택여부
1) 청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정은 시간의 경과에 따라 안정적인가? 청소년의 자기효능감, 진로탐색 행동, 진로미결정 수준은 시간의 경과에 따라 안정적으로 유지될 것이다. 지지
2) 청소년의 자기효능감과 진로탐색 행동 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가? 가설 2-1) 이전 학년도 자기효능감이 높을수록 이후 학년에 보고한 진로탐색 행동의 수준이 높아질 것이다. 기각
가설 2-2) 이전 학년도 진로탐색 행동의 수준의 높을수록 자기효능감이 높아질 것이다. 지지
3) 청소년의 자기효능감과 진로미결정 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가? 가설 3-1) 이전 학년도 자기효능감이 높을수록 이후 학년에 진로미결정 수준이 낮아질 것이다. 지지
가설 3-2) 이전 학년도 진로미결정이 높을수록 이후 학년에 자기효능감 수준이 낮아질 것이다. 지지
4) 청소년의 진로탐색 행동과 진로미결정 사이의 인과관계가 시간의 경과에 따라 어떻게 나타나는가? 가설 4-1) 이전 학년도 진로탐색 행동의 수준이 높을수록 이후 학년에 측정한 진로미결정 수준이 낮아질 것이다. 기각
가설 4-2) 이전 학년도 진로미결정의 수준이 높을수록 이후 학년에 측정한 진로탐색행동의 수준이 낮아질 것이다. 일부 지지