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Forum for youth culture - Vol. 54

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 54, pp.155-183
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 30 Apr 2018
Received 28 Feb 2018 Revised 18 Mar 2018 Accepted 26 Mar 2018
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2018.04.54.155

대학생의 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감 및 진로준비행동의 구조관계분석
윤지온1) ; 강영배2)
1)대구한의대 일반대학원 복지관리학과 박사과정 수료
2)교신저자, 대구한의대 청소년교육상담학과 교수

The Structural Relationship of Social Comparison Orientation, Achievement Goals Orientation, Career Decision-Making Self-Efficacy and Career Preparation Behavior of University Students
Yun, Jion1) ; Kang, Youngbae2)
1)Graduate School of Daegu Haany University
2)Daegu Haany University
Correspondence to : 2) Daegu Haany University


초록

본 연구의 목적은 대학생의 사회비교경향성이 진로준비행동에 미치는 영향을 검증하고, 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 진로결정자기효능감과 성취목표지향성의 매개효과를 분석하는데 있다. 본 연구의 목적을 달성하기 위하여 영남지역에 소재한 4년제 대학교 학생 343명을 대상으로 분석을 실시하였다. 연구결과는 다음과 같다. 첫째, 대학생이 인식한 사회비교경향성은 진로준비행동에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 진로결정자기효능감은 매개적 역할을 하는 것으로 나타났다. 셋째, 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 성취목표지향성의 매개효과를 분석한 결과, 사회비교경향성이 성취목표지향성에는 유의한 정적 영향을 미치지만, 성취목표지향성은 진로준비행동에는 유의한 작용을 하지 않는 것으로 나타났다.

Abstract

This study aims to investigate the influence of social comparison orientation on career preparation behavior and the mediating effects of achievement goals orientation and career decision-making self-efficacy on the relationship between social comparison orientation and career preparation behavior. For this, 400 university students responded to the survey and utilized 343 students answers excluding some mistakenly collected ones.

The results of the study are as follows. First, the social comparison orientation recognized by university students had a statistically significant effect on career preparation behavior. Second, career decision self-efficacy plays a mediating role in relationship between social comparison tendency and career preparation behavior. Third, as a result of analyzing the mediating effect of achievement goal orientation in the relationship between social comparison orientation and career preparation behavior, social comparison orientation has a statistically significant effect on achievement goal orientation, but achievement goal orientation is not significant role for career preparation behavior.


Keywords: University Students, Social Comparison Orientation, Achievement Goals Orientation, Career Decision Making Self Efficacy, Career Preparation Behavior
키워드: 대학생, 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동

Ⅰ. 서 론

인간에게 있어 진로란 진학, 취업 및 직업 모두를 포함하는 포괄적인 개념으로 삶의 유형과 직업을 구성하는 직업적 활동, 목적과 결과가 있는 일의 경험 또는 직업자체를 의미한다(Sears, 1982). 진로발달단계상 대학생 시기는 자신에게 적합한 진로목표를 결정하고 구체화하는 단계로 자신 및 직업세계에 대한 합리적이고 객관적 이해를 통해 스스로 진로계획과 선택을 통합하고 조정하며(고은주, 2012) 본격적인 직업세계로의 이행을 앞두고 있는 과도기(김봉환ㆍ김계현, 1997)에 해당한다. 이러한 점에서 이 시기의 진로선택 및 결정은 개인의 삶 전체에 영향을 주는 매우 중요한 일이다(주영주 외 2인, 2015). 따라서 대학생들이 구체적이고 명확한 진로목표를 갖는 것은 진로발달에 있어 매우 중요한 발달과업이며(이정애ㆍ황재규, 2012), 상당수의 대학생들은 열악한 사회 환경에서도 진로목표를 세우고 실천하기 위해 다양한 영역에서 진로와 관련된 준비를 하고 있다(고경필ㆍ심미영, 2014).

그러나 대부분의 대학생들은 진로선택 및 결정과정에서 효율적인 진로탐색활동을 하지 못하고 있으며(김성남, 2005; 최동선, 2003), 구체적이고 명확한 진로 방안도 없이 진로계획을 실천함에 있어 해결해야하는 많은 어려움(이제경 외 2인, 2012)과 적성과 전공의 불일치(윤영란, 2008) 등으로 초래되는 좌절과 갈등 상황(이숙정ㆍ유지현, 2008)에 처해 있다(김선중, 2005; 장형석, 2000). 이와 관련하여 조혜영(2010), 이은희(2004) 등의 선행연구에서는 대학 신입생들의 가장 큰 고민 중의 하나가 진로 및 직업 선택이며, 대학생들이 가장 많이 경험하는 스트레스가 취업과 진로에 대한 스트레스라고 밝히고 있어, 대학생에게 있어 진로선택 및 준비의 문제가 어느 정도 중요하고, 심각한 지 미루어 짐작할 수 있다.

대학생 시기의 적극적인 진로탐색 및 선택 경험은 진로목표 수립과 진로결정 및 구직성과에 직접적인 영향(이지영 외 2인, 2005)을 미치게 할뿐 아니라 취업 이후 직업적응 및 경력성공을 가져오는 중요한 요인(노연희ㆍ장재윤, 2005)으로 작용한다. 따라서 성공적인 진로발달과업을 달성하기 위해서는 자신의 특성을 이해하고 자신에게 적합한 진로를 탐색하며 결정할 수 있는 능력의 실천적인 노력활동을 의미하는 진로준비행동이 필요하다(이유민, 2014). 김봉환ㆍ김계현(1997)은 대학생을 대상으로 이루어진 진로와 관련된 기존 연구가 주로 개인의 인지나 태도를 중심으로 행해진 것에 대해 문제점을 제기하였으며, 이러한 문제점을 보완하기 위하여 행동적인 측면을 중시한 진로준비행동에 관한 연구들(김기정ㆍ이연희, 1999; 조지영ㆍ천성문, 1999; 이지영 외 2인, 2005)도 활발하게 이루어지고 있는 실정이다.

진로준비행동이란 개인이 이루고자하는 진로목표에 대한 실제적이고 구체적인 행동을 의미하며(김봉환, 1997; 박완성, 2002), 진로준비행동에는 정보수집활동, 도구구비활동, 실천적 노력과 같은 행동요인들이 포함되기 때문에 발달론 적 맥락에서 파악해야 한다(고경필ㆍ심미영, 2014). 하지만 기존의 진로준비행동에 대한 연구들은 진로관련변인 몇 개를 설정하여 그 관계를 분석하거나(손은경ㆍ손진희, 2005), 진로준비행동에 영향을 미치는 변인들에 대한 연구들(김민정, 2016; 박대성ㆍ유은영, 2016; 우정희, 2016)이 대부분이다. 또한 개인과 환경간의 역동적인 상호작용을 포함시키지 않아 개인의 변화를 잘 설명하지 못했다(Vondracek, Lerner & Schulenberg, 1986). 따라서 본 연구에서는 개인과 환경간의 역동적인 상호작용을 고려한 개인요인과 환경요인이 진로준비행동에 어떻게 작용하는지 그 경로를 검증하는 통합적인 모형으로 제시하고자 한다.

개인의 진로준비 및 선택행위는 주변 환경과 상호적으로 영향을 주고받으며 이루어진다(김영근 외 3인, 2011). 관계중심적인 자기개념을 지닌 동양에서는 개인의 태도나 특질, 능력과 같은 내면화된 특성들보다 타인과의 관계나 역할이 우선하기 때문에, 타인과의 비교라는 주관적인 평가 기준을 통해 자신의 능력을 평가하려는 경향이 있다(Kanagawa, Cross, & Makus, 2001). 특히 동양문화권의 사람들은 타인과 사회를 기준으로 진로를 선택하는 경향이 강하다(손은령, 2006). 최근 사회 및 경제적 발달에도 불구하고 한국 사회에서는 타인에게 보여 지는 외적인 요소를 중요시한다(이종한ㆍ박은아, 2010). 실제 한국대학생이 미국대학생들 보다 더 많이 사회비교를 하는 것으로 밝혀졌으며(장은영, 2009) 특히 상향비교를 더 많이 하는 것으로 밝혀졌다(White & Lehman, 2005). 이처럼 개인적 성향으로 얼마나 자주 타인과 비교하는지에 대한 빈도차원의 경향성을‘사회비교경향성’이라고 하며(Gibbons & Buunk, 1999) 타인과 비교를 하는 사회비교경향성은 개인 자신이 수행하는 과제 또는 과업에 대한 태도 및 각종 의사결정에 영향을 미친다(Bandura & Jourden, 1991). 이와 같이 타인을 의식하며 다른 사람과 자신을 비교하는 것은 자신이 중요하다고 생각하는 영역 중심으로 일어나는 경향이 있는데(Lyubomirsky & Ross, 1997), 대학생들에게 가장 큰 고민이 진로 문제로 보고되고 있는 점(서강대학교 학생생활상담연구소, 2008)을 고려할 때 대학생의 비교하는 성향은 진로준비 및 결정과정에서도 영향을 미칠 것으로 예상된다(김나래ㆍ이기학, 2012).

즉, 동양문화권의 한국대학생들은 자신보다 더 뛰어난 대상을 목표로 삼도록 교육받기 때문에 상향사회비교를 많이 하여 진로선택활동이 이루어짐에도 불구하고 사회비교경향성과 진로결정과정에서의 변인들 간의 관련성을 검증한 연구는 부족한 실정이다(김태원, 2014). 사회비교와 진로선택에 관한 선행연구를 살펴보면 주로 사회비교경향성과 진로미결정사이의 매개변인으로써의 부정적 역할에 관한 연구로 국한되어졌다. 김나래ㆍ이기학 연구(2012)에서 불확실성에 대한 인내력은 사회비교경향성과 부정적 평가에 대한 두려움을 매개로 한 진로장벽에로의 경로가 유의함을 밝혀냈지만 사회비교경향성이 지각된 진로장벽에 직접 영향을 미치는 경로는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 이는 기존연구가 사회비교경향성의 부적응적인 측면과 관련된 선행연구들(최윤희, 2003; 하정희, 2006; 김나래ㆍ이기학, 2012; 윤지혜, 2015; 유기은, 2016)로 이루어졌음을 시사한다.

한편, TenBrook(2016)은 타인과 비교하는 것이 오히려 진로결정 상황의 불확실성과 모호함을 해결하여 용이하게 진로를 결정할 수 있도록 돕는다고 주장하였고 Tayler, Buunk & Aspinwall(1990)은 사회비교경향성의 긍정적 측면으로 경쟁지향적인 사회분위기와 집단주의문화에서 타인과의 비교를 통해 적절한 문제해결을 위한 정보 확보를 충족시킨다는 기능을 주장했으며 사회비교경향성이 학업자아개념과 진로결정자기효능감을 매개로 진로결정수준에 정적인 영향을 미친다는 것을 밝혀낸 연구도 있다(조아라, 2017).

이와 같은 선행연구를 토대로 사회비교경향성이 개인의 수행에 있어서 긍정적인 영향을 미칠 수 있을 것이라는 가정 하에 본 연구에서는 개인의 사회비교경향성과 행동적 차원의 변인인 진로준비행동과의 관계를 살펴보고자 하며, 학벌위주의 사회구조와 경쟁적인 집단문화와 같이 한국인의 독특한 사회구조 속에서 대학생들의 진로탐색 및 결정에 영향을 미칠 것으로 예상되는 사회비교경향성이 진로준비행동에 영향을 미치는 과정에서 매개변인으로써 성취목표지향성과 진로결정자기효능감이 어떻게 영향을 주는지, 그 경로에 초점을 맞추어 살펴보는 것도 의의가 있다고 사료된다.

다양한 사회 환경 분야에서의 성취는 인간을 행동으로 이끄는 힘으로 바로 동기에서 기원하는 것이라 할 수 있다(정준욱ㆍ이은주, 2017). 성취동기는 일상생활의 여러 측면과 밀접하게 관련된 성취행동에 영향을 주는 동기요인으로, 이제까지 많은 연구자들은 인간의 성취목표를 설명하고자 시도해 왔으며, 성취목표의 개념을 통해 인간행동을 이해하는데 있어 동기의 중요성을 나타내고자 했다(전혜림, 2005).

그 중 성취목표지향성이론(Achievement Goals Theory)에서 학생 개인의 동기에 초점을 둔 개인 성취성향과 관련 깊은 변인인 성취목표지향성을 들 수 있는데 성취목표이론은 개인이 과업에 참여하는 이유에 대한 주관적 지각에 가장 직접적으로 초점을 맞추고 있는 이론으로(Elliot, 1999), 이 이론에서 개념화된 성취목표지향성은 사람들이 활동에 어떻게 접근하고 참여하는지 결정하는 행동적 의지체제를 말한다(Meece, Blumenfeld & Holye, 1988). 성취목표지향성은 성취목표를 과제와 관련된 자신의 능력과 기술을 개발하고자 하는 숙달목표와 타인에 비해 자신의 능력이 뛰어남을 보여주거나 자신의 무능함을 드러내지 않으려는 수행목표로 구분 한다(Ames & Archer, 1988).

따라서 성취목표지향성이 높은 대학생들은 진로에 대해서도 적극적으로 접근할 것이라 예측된다. 대학생들의 경우 자신의 성격, 능력, 흥미를 반영한 직업의 획득, 즉 취업의 성취는 명확한 목표설정과 목표설정을 위한 실천적 행동으로 이루어진다(김윤중, 2015). 대학생들이 자신의 미래를 준비하기 위해 목표설정을 분명하게 하는 것은 구체적 행동에도 영향을 미치게 되므로 재학시절부터 진로를 결정하고 체계적인 준비를 하는 것은 매우 중요하다. 그 중에서 진로 행동 및 목표와 관련하여 유발되는 동기로 성취동기를 들 수 있으며, 보다 적극적인 태도로 성취 목표 달성을 위해 노력함으로써 성취하려는 목표지향성이 높은 대학생들이 진로영역에서 성취목표지향성도 높다고 할 수 있고(이정애ㆍ황재규, 2012), 목표달성을 통해 개인이 진로라는 성취를 위해 행동을 유지하는데 주력한다고 볼 수 있다(방희원ㆍ조규판, 2017). 특히 성취목표지향성이 높을 경우 적극적이고 도전적인 결과를 지향(장은혜, 2008)하므로 진로를 준비하는 과정 역시 능동적이고 적극적이라 예상된다. 이러한 선행연구의 결과를 토대로 본 연구에서는 사회비교경향성이 진로준비행동에 영향을 미치는 과정에서 성취목표지향성을 매개변인으로 하여 그 효과를 검증하고자한다.

성취목표지향성은 접근, 회피성향에 따라 타인과의 상대적 유능성을 확보하려는 수행접근, 상대적 무능력을 회피하려는 수행회피, 과제의 숙달이나 능력발전을 추구하는 숙달접근, 자신의 능력감소를 회피하려는 숙달회피 목표로 구분된다(이주화ㆍ김아영, 2005). 최현정(2006)의 성취목표와 관련된 성취목표지향성의 하위 요인별 진로행동에 미치는 연구에서 진로준비행동을 잘 설명하는 요인으로 숙달접근목표지향성과 수행접근목표지향성을 나타냈고 원미정(2015)의 연구에서도 숙달접근목표지향성과 수행접근지향성이 진로준비행동과 유의미한 정적상관을 보였다.

성취목표지향성과 진로와의 관계에 관한 선행 연구에서 이희란(2011)은 초등학생의 목표지향성이 진로성숙도와 유의미한 상관이 있다고 보고하였으며, 임현지ㆍ최선영(2016)은 초등과학영재의 성취목표지향성이 진로성숙도의 대부분 영역에 어느 정도 영향을 미친다고 보면서, 특히 숙달접근지향성이 진로성숙도의 하위요인에서 가장 높은 정적상관을 가진다고 보고했다. 이용운(2013)은 어떤 일을 추구하는데 성취목표가 뚜렷하고, 성취동기가 높으며 진로와 관련된 동기 수준에도 영향을 미치게 되어 자신의 진로결정에도 적극적인 결과를 낳고 진로성숙도 또한 높을 것이라 예상하였다. 김용정(2004)은 중학생의 자기조절 학습과 목표지향성 및 진로성숙도의 관계에서 목표지향성과 진로성숙도는 유의미한 상관이 있다고 보았고, 김지혜(2011)는 무용 전공대학생을 대상을 한 성취목표와 대학 생활 적응 및 진로준비행동의 관계 연구에서 성취목표지향성이 진로준비행동에 유의미한 영향을 미친다고 하였다. 최근 성취목표지향성이 분화되어 연구되면서 숙달접근목표지향성과 수행접근목표지향성을 함께 지향할 때 최적의 자기조절 같은 긍정적인 영향을 미친다는 연구결과(양명희ㆍ오종철, 2006)도 제기된 반면 숙달접근목표지향성이 수행접근 목표지향성보다 높게 나타나는 연구결과(Mattern, 2005)도 발표되어 성취목표지향성 연구결과에는 다양한 견해가 존재함을 보여준다. 이와 같이 성취목표지향성이 개인의 특성과 상황에 영향을 받는 변인(권성연, 2007)이므로 본 연구에서는 사회비교경향성을 과업성취와 연관된 동기적 측면인 성취목표지향성과 관련지어 봄으로써 진로준비행동에 영향을 미치는 과정에서 성취목표지향성을 매개변인으로 하여 그 효과를 검증하고자 했다.

최근 개인의 진로행동발달에 영향을 미치는 주요 내재적 동기변인으로 자기효능감에 대한 연구가 많이 다루어져 왔다. 특히 진로결정과 관련된 변수인 진로결정자기효능감과 진로준비를 위한 실제적인 행동 변수인 진로준비행동은 대학생들의 진로와 관련된 가장 중요한 변수로 많은 연구자들에 의해 연구되고 있다(방희원ㆍ조규판, 2017). 진로결정자기효능감(Career Decision-Making Self-Efficacy)은 Bandura의 자기효능감 이론에서 나온 개념으로, 진로결정에 관련된 과제를 수행할 능력이 있다고 생각하는 개인적 확신을 의미하며(Taylor & Betz, 1983) 진로준비행동에 직접적인 영향을 미치고(조명실ㆍ최경숙, 2007) 진로결정과 관련하여 진로준비행동의 가장 주요한 선행변인으로 보고되고 있다(Lent, Brown & Hackett, 1994; 금지헌, 2012).

진로결정자기효능감과 관련된 선행연구를 살펴보면, 먼저 진로결정자기효능감은 개인의 진로선택을 돕고 학문의 지속적 성취를 가능하게 하며(이기학ㆍ이학주, 2000), 효과적인 진로의사결정 및 진로준비행동의 지지적인 역할을 하고 대학생의 진로준비행동에 긍정적 영향을 미칠 뿐 아니라 진로결정과 준비행동에 대해 높은 설명력을 갖는 변인이다(문성연 외 2인, 2016). 또한 조명실(2007)의 연구에서 진로결정자기효능감은 자기효능감의 행동 예언력을 바탕으로 진로탐색의 과정에서 진로 관련 행동들을 성공적으로 수행할 수 있다는 개인의 신념이라 밝혔고, 이종원(2015)은 진로결정자기효능감이 직업흥미와 진로선택과 관련하여 진로결정과 결정에 대한 확고한 신념을 갖는데 매우 중요한 역할을 담당하고 다양한 진로를 탐색하는데 중대한 영향을 미친다고 하였다.

대학생을 대상으로 한 진로결정자기효능감 연구(송현심ㆍ홍혜영, 2010)에서 진로결정자기효능감 하위요인인 직업정보와 미래계획이 진로준비행동에 유의미한 영향을 미치며, 진로결정자기효능감이 높을수록 진로선택과 관련된 정보탐색행동을 많이 하고(이기학ㆍ이학주, 2000), 진로결정에 필요한 과정이나 행동을 적극적으로 하는 경향이 있다고 밝혔다(오은주, 2014). 그리고 내적동기와 진로준비행동 간의 관계에서 매개적 역할을 수행하는 것으로 보고되고 있다(강명숙ㆍ방은령, 2014; 박고운ㆍ이기학, 2007). 이러한 연구결과들을 종합하여 고려해 볼 때 사회비교경향성이 진로준비행동에 미치는 영향관계에 있어 진로결정자기효능감의 매개적 역할을 추정해 볼 수 있을 것이다.

대학생의 진로준비행동은 진로결정이라는 목표를 위한 구체적인 행위이기 때문에 목표지향행동에 해당하며 행동적 요인으로 볼 수 있으며(주영주 외 2인, 2015) 진로에 대한 목표설정과 실천이 궁극적 과제이므로, 연구자는 진로발달의 인지적·행동적 측면을 고려하여 진로준비행동의 다양한 영역을 포괄할 수 있어야 한다(김은주, 2008).

따라서 지금까지 이루어진 다양한 선행연구에서 대학생의 사회비교경향성은 진로준비행동에 상당한 관련성이 있는 것으로 나타나고 있으며, 진로결정자기효능감과 성취목표지향성은 진로준비행동에 매개요인으로 작용할 수 있음을 시사하고 있다. 그러나 지금까지 사회비교경향성과 대학생의 진로 문제는 주로 진로미결정, 진로장벽 등과 심리적 변수와의 관련성을 규명하는데 초점을 맞추어 온 것으로 보인다. 이에 본 연구에서는 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계는 어떠하며, 진로준비행동을 위한 동기적 특성이라고 할 수 있는 성취목표지향성과 진로결정자기효능감은 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 어떠한 역할을 하는지 규명하는데 목적을 두고 있다.

본 연구에서 설정한 연구문제는 다음과 같다.

  • 연구문제 1 : 대학생이 인식한 사회비교경향성은 진로준비행동에 어떠한 영향을 미치는가?
  • 연구문제 2 : 진로결정자기효능감이 사회비교경향성과 진로준비행동 간의 관계를 매개하는가?
  • 연구문제 3 : 성취목표지향성이 사회비교경향성과 진로준비행동 간의 관계를 매개하는가?

Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상

본 연구는 우리나라 대학생들의 진로준비행동에 영향을 미치는 요인들과의 관계를 분석하기 위해 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 변인 간의 구조적 모형을 검증하는데 목적을 두고 있다. 이를 위해 영남지역에 소재한 4년제 대학교(국립대학 2개소, 사립대학 4개소)에 재학 중인 대학생을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 설문조사 절차는 사전에 본 연구의 목적과 실시요령에 대해 설명하고 재학 중인 학생들을 대상으로 작성하도록 하였다. 질문지는 총 400부를 배포하여 350부를 회수하였고, 회수된 질문지 중 무성의한 응답자를 제외한 343명을 대상으로 자료가 분석되었다.

2. 측정도구
1) 사회비교경향성 척도

Gibbons 과 Buunk(1999)가 제작한 INCOM(Iowa-Netherlands Comparison Orientation Measure)을 최윤희(2003)가 번안한 것을 사용하였다. INCOM은 능력(Ability)과 의견(Opinion)을 기초로 하여 개인이 타인과 비교하는 경향성을 측정하는 척도이다. 능력관련 6문항(내가 어떻게 하고 있는가)와 의견관련 5문항(내가 어떻게 생각하거나 혹은 느껴야 하는가)로 구성되며, 각 문항은 5점 Likert척도로 평정되고 1=‘전혀 그렇지 않다’, 2=‘그렇지 않다’, 3=‘보통이다’, 4=‘그렇다’, 5=‘매우 그렇다’로 채점하였으며 역채점 문항이 있다. 점수가 높을수록 사회비교경향성이 크다는 것을 의미한다. 본 검사지의 신뢰도(Cronbach α)는 .83이다.

2) 진로준비행동 척도

진로준비행동을 측정하기 위하여 임은미ㆍ이명숙(2003)의 척도를 사용하였다. 본 진로준비행동 척도는 정보수집활동(6문항), 도구구비활동(5문항), 목표달성활동(7문항)의 3가지 하위요소로 구성되어 있고, 총 18문항이다. 본 연구에 사용된 척도는 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 응답하는 Likert식 5점 척도이며, 전체 점수가 높을수록 대학생의 진로준비행동의 수준이 높은 것을 의미한다. 본 검사지의 신뢰도(Cronbach α)는 .92이다.

3) 성취목표지향성 척도

대학생들의 성취목표지향성은 성취행동을 예측하는 요인으로서 개개인의 성취 상황에서 추구하거나 인지하는 목적에 초점을 두는 사회적ㆍ인지적 개념, 개인의 성취 욕구의 강도, 성공확률의 지각정도 그리고 특정 활동에서의 성공정도를 의미하는 것이다(Ames & Archer, 1988; Elliot & Harackiewicz, 1996; Elliot, 1999; 최옥현, 2006; 황지희, 2007; 정기욱, 2012). 이에 따라 성취목표지향성에 대한 Elliot & Church(1997)의 ‘Achievement Goal Items’을 황지희(2007)가 번안 및 수정한 것을 사용하였다. 본 척도는 14문항으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도로 측정하였다. 본 검사지의 신뢰도(Cronbach α)는 .82이다.

4) 진로결정자기효능감 척도

진로결정자기효능감 수준을 알아보기 위하여 Taylor & Betz(1983)가 개발한 진로결정자기효능감 척도(Career Decision-Making Self-Efficacy Scale: CDMSES)의 단축형인 CDMSES-SF를 이기학ㆍ이학주(2000)가 타당화한 진로결정자기효능감 척도를 사용하였다. 본 연구의 설문지는 자기 평가, 정보수집, 목표설정, 진로계획, 문제해결 등 5개 하위영역으로 각각 5문항씩 총 25문항으로 구성되어 있다. 본 검사지의 신뢰도(Cronbach α)는 .92이다.

3. 자료 처리

대학생이 인식한 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 간의 구조적 관계를 분석하기 위해 수집된 설문자료는 SPSS Statistics 23 for Windows 프로그램과 AMOS 22.0 프로그램을 이용하여 다음과 같은 방식으로 자료를 처리하였다.

첫째, 연구 대상 대학생의 인구통계학적 특성을 알아보기 위해 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s 값을 산출하였다. 셋째, 연구변수 간의 상관계수, 평균과 표준편차, 왜도 및 첨도를 산출하여 다변량 정규분포 여부를 검토하였다. 넷째, 대학생의 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 간의 직ㆍ간접적 영향을 규명하기 위하여 구조방정식 모형(SEM: Structural Equation Modeling)을 적용하였다. 구조방정식 모형은 변인들 간의 관계, 매개변인의 역할을 분석하는데 가장 효과적인 통계방법으로 알려져 있다(우종필, 2012). 그리고 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부스트래핑(Bootstrapping) 검증방법을 사용하였다.


Ⅲ. 연구결과 및 해석
1. 조사대상자의 일반적 특성
<표 1> 
연구대상의 인구통계학적 특성 (N=343)
인구통계학적 특성 빈도 백분율
성별 남자 177 51.6
여자 166 48.4
전공 인문계열 210 61.2
자연/공학계열 110 32.1
기타 23 6.7
학년 1학년 98 28.6
2학년 94 27.4
3학년 100 29.2
4학년 51 14.9
전체 343 100.0

연구대상 대학생의 인구통계학적 특성을 살펴보면, 성별에서 남학생 51.6%, 여학생 48.4%로 나타났고, 전공별에서 인문계열 61.2%, 자연 및 공학계열 32.1%, 기타 계열 6.7%로 나타났다. 그리고 학년에서 1학년 28.6%, 2학년 27.4%, 3학년 29.2%, 4학년 14.9%로 구성되어 있음을 알 수 있다.

2. 주요변수들의 기술통계 및 상관관계

본 연구에 사용된 연구변수의 일반적인 경향을 알아보기 위해 평균과 표준편차를 산출하였고 변인별 정상분포 조건을 검증하기 위해 왜도 및 첨도를 산출하였다. 또한 연구변인 간의 관련성을 알아보기 위해 Pearson의 적률상관계수를 산출하였다. 그 결과는 아래 <표 2>와 같다.

본 연구에서 설정한 연구 변수들의 평균을 살펴보면, 5점 만점에 사회비교경향성은 3.06~3.72점, 성취목표지향성은 3.32~3.61점, 진로결정자기효능감은 3.34~3.59점, 진로준비행동은 2.83~3.3점으로 나타났고 왜도와 첨도 값은 ±2 이내에 분포되어 있어 정상분포 조건을 충족하고 있다. 또한 각 변인들 간의 상관관계를 구한 결과 .25∼.80 사이에 분포되어 있어 측정변수들 간에 .90 이상의 높은 상관을 보이는 변수들은 없는 것으로 나타나 다중공선성의 문제가 없는 것으로 검증되었다. 본 연구에서는 대학생이 인식한 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 간의 경로 및 인과관계를 분석하기 위해 사회비교경향성은 독립변인으로, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감을 매개변인으로 그리고 진로준비행동을 종속변인으로 한 연구모형을 설정하였다.

<표 2> 
연구변수의 기술통계 및 상관관계 분석
연구변수 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13
1의견차원 1
2능력차원 .48** 1
3수행접근 .42** .43** 1
4학습지향 .39** .54** .63** 1
5수행회피 .40** .41** .65** .47** 1
6목표설정 .32** .43** .41** .49** .26** 1
7문제해결 .30** .47** .40** .50** .29** .70** 1
8진로계획 .33** .52** .43** .57** .27** .72** .72** 1
9정보수집 .36** .54** .41** .57** .27** .72** .74** .74** 1
10자기평가 .34** .52** .41** .49** .30** .68** .69** .65** .80** 1
11도구준비 .37** .39** .36** .45** .23** .52** .51** .51** .55** .53** 1
12목표달성 .40** .38** .31** .38** .25** .50** .44** .51** .52** .50** .65** 1
13정보수집 .42** .54** .39** .53** .28** .57** .54** .58** .62** .59** .68** .61** 1
M 3.06 3.72 3.32 3.61 3.54 3.34 3.54 3.59 3.49 3.42 2.84 2.85 3.41
SD .87 .83 .94 .85 .99 .85 .86 .85 .79 .80 .97 .99 .88
왜도 -.09 -.93 -.20 -.63 -.57 -.23 -.57 -.53 -.49 -.47 .16 .11 -.55
첨도 .24 1.69 -.24 1.04 -.03 .64 .97 .82 1.60 1.30 -.06 -.26 .76
**p<.01

3. 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동의 구조적 관계 분석
1) 측정모형 분석

본 연구의 모형을 검증하기 위하여 먼저 측정변수가 잠재변수를 잘 설명하고 있는지 살펴보고자 각 하위변수를 측정변수로 하여 측정모형에 대해 모형 검증을 실시하였다. 이를 위하여 확인적 요인분석을 통해 적합도를 분석하였으며, 그 결과는 <표 3>과 같다.

<표 3> 
측정모형의 적합도 지수
지수 χ²(CMIN)/df p GFI NFI CFI TLI RMSEA
기준 ≤4 ≥.90 ≥.90 ≥.90 ≥.90 ≤.08
측정모형 182.86/59
(3.10)
.000 .922 .937 .956 .942 .078

구조방정식모형에 대한 평가에 있어서 가장 바람직한 전반적 적합도 지수로서 GFI, TLI, CFI, TLI, RMSEA 등을 추천하고 있다(문수백, 2009). 따라서 본 연구에서는 측정모형과 구조모형의 적합도를 평가하기 위해 χ²검증, GFI, NFI, CFI, TLI, RMSEA 지수를 기준으로 사용하였다. χ² 값은 표본의 크기에 민감하고 영가설이 쉽게 기각될 가능성이 높기 때문에 적합도를 평가하기 위해서는 χ² 검증에만 의존하지 말고 구조방정식 모형에서는 모형 전체의 평가와 관련해 다면적 접근이 시도되어야 한다고 주장되고 있다(이학식ㆍ임지훈, 2013). 일반적으로 χ²/df의 값이 보수적으로 2 이하 일 때, 수용 가능한 권장 수준은 6이하 일 때 측정모형의 적합성을 인정받을 수 있다. GFI, NFI, CFI, TLI 지수는 0.9이상이면 모형적합도가 좋은 것으로 해석되고, RMSEA의 경우 RMSEA<.05이면 좋은 적합도, RMSEA<.08이면 양호한 적합도, RMSEA<.10이면 보통 적합도, RMSEA>.10이면 나쁜 적합도를 나타낸다(문수백, 2009; 우종필, 2012). 이런 기준에서 본다면, 본 연구의 가설적 모형 적합도는 χ²/df=3.10, GFI=.922, NFI=.937, CFI=.956, TLI=.942, RMSEA=.078로 나타나 측정모형의 적합도가 기준에 양호하게 부합되는 것으로 판단되었다. 즉, 이론적 고찰을 통해 설정된 연구모형이 경험적 자료에 부합된다고 볼 수 있다.

본 연구의 모형을 검증하기 위해 먼저 측정변수가 잠재변수를 잘 측정하고 있는가를 알아보기 위하여 각 하위변인을 측정변수로 하여 측정모형에 대한 확인적 요인분석을 실시하였다. 본 연구에 사용된 잠재변인인 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동에 대한 측정모형의 확인적 요인분석 결과를 구체적으로 살펴보면 <표 4>, <그림 1>과 같다. 측정모형 분석에서는 표준화 계수를 통하여 잠재변수에 대한 관찰변수의 요인부하량(factor loading), 요인부하량의 유의성을 판단하기 위한 C.R값(Critical Ratio: 개념 신뢰도), 다중상관자승치(Squared Multiple Correlation: SMC)에 대한 검토를 하였다.

<표 4> 
측정모형의 확인적 요인분석 결과
잠재변수 측정변수 구조계수 S.E C.R p SMC
B β
사회비교
경향성
의견차원 1.00 .63 .40
능력차원 1.16 .77 .11 10.25 *** .58
성취목표
지향성
수행접근목표 1.00 .83 .68
학습지향 .86 .78 .06 14.41 *** .61
수행회피목표 .87 .69 .07 12.64 *** .47
진로결정
자기효능감
목표설정 1.00 .82 .67
문제해결 1.02 .83 .06 18.24 *** .69
진로계획 1.01 .83 .06 18.20 *** .69
정보수집 1.02 .90 .05 20.66 *** .82
자기평가 .97 .85 .05 18.72 *** .72
진로준비
행동
도구준비 1.00 .81 .65
목표달성 .95 .75 .07 14.52 *** .56
정보수집 .95 .85 .06 16.69 *** .72
***p<.001

첫째, 잠재변수에 대한 관측변수의 요인부하량이 .50 이상일 때 유의미한 것으로 간주하는 기준(김계수, 2015)에 따르면, 본 측정모형에서는 모든 표준화된 회귀계수(β값)이 .63~.90으로 나타나 측정변수가 잠재변수를 설명하는데 있어서 타당성을 확보할 수 있었다.

둘째, 회귀계수가 통계적으로 유의미한 값을 갖는지 판단할 수 있는 관측변수들의 C.R값이 p<.001 수준에서 유의할 경우 측정변수가 잠재변수의 개념을 적절하게 반영하는 것으로 보며, 본 측정모형의 모든 측정변수가 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

셋째, 측정모형 분석에서는 잠재변인이 측정변인에 의해 어느 정도 설명되고 있는지를 나타내는 다중상관자승치(Squared Multiple Correlation: SMC)의 적정수준에 대한 기준이 .40 이상인 점을 고려했을 때(송지준, 2015), 본 측정모형의 13개 모두 .40 이상으로 나타나 잠재변인이 측정변인에 의해 잘 설명되고 있음을 알 수 있다.


<그림 1> 
측정모형의 확인적 요인분석 결과

주 1. 제시된 수치는 표준화 추정치임.

주 2. p<.001 수준에서 모두 유의함.



2) 구조모형 분석

측정모형 분석 결과를 통해 각각의 측정변수들이 잠재변수를 적합하게 측정하고 있다는 것을 확인하였기 때문에 구조모형 분석에서는 본 연구에서 설정한 연구모형의 잠재변수들 간의 인과관계를 파악하였다. 먼저, 설정된 연구모형이 관측된 자료에 어느 정도 부합하는지를 확인하기 위해 적합도를 분석한 결과는 <표 5>와 같다.

<표 5> 
구조모형의 적합도 지수
지수 χ²(CMIN)/df p GFI NFI CFI TLI RMSEA
기준 ≤4 ≥.90 ≥.90 ≥.90 ≥.90 ≤.08
측정모형 184.18/60
(3.07)
.000 .922 .937 .956 .943 .078

구조모형 분석에서 모형의 적합도를 분석한 결과, 구조모형의 적합도 지수들은 χ²/df=3.07, GFI=.922, NFI=.937, CFI=.956, TLI=.943, RMSEA=.078로 나타나 적합도 지수가 수용 기준을 충족시키는 것으로 확인되었다. 따라서 본 연구에서 설정한 구조모형은 비교적 연구 자료를 적절하게 설명하도록 설계되었다고 할 수 있다. 본 연구의 구조모형에서는 잠재변수 간에 총 5개의 경로가 설정되었고 이에 대한 경로분석의 결과는 <표 6>, <그림 2>와 같다.

<표 6> 
구조모형 분석 결과
구조 경로 구조계수 S.E C.R p
B β
사회비교경향성 성취목표지향성 1.19 .82 .13 9.58 ***
사회비교경향성 진로결정자기효능감 .97 .75 .10 9.32 ***
사회비교경향성 진로준비행동 .77 .52 .27 2.87 .004
성취목표지향성 진로준비행동 -.15 -.15 .13 -1.13 .261
진로결정자기효능감 진로준비행동 .55 .48 .10 5.38 ***
**p<.01
***p<.001

각 변인의 영향력을 알아보기 위한 구조모형을 분석한 결과, 첫째, 성취목표지향성에 대한 사회비교경향성의 경로를 살펴보면, 사회비교경향성은 성취목표지향성에 긍정적인 유의한 영향(β=.82, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 진로결정자기효능감에 대한 사회비교경향성의 경로를 살펴보면, 사회비교경향성은 진로결정자기효능감에 긍정적인 유의한 영향(β=.75, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 진로준비행동에 대한 사회비교경향성, 성취목표지향성, 진로결정자기효능감의 경로를 살펴보면, 사회비교경향성(β=.52, p<.01), 진로결정자기효능감(β=.48, p<.001)은 진로준비행동에 긍정적인 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 성취목표지향성은 진로준비행동에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.


<그림 2> 
구조모형의 경로계수

주 1. 경로계수는 표준화 계수임.

주 2. 점선은 통계적으로 유의하지 않는 경로임.

주 3. **p<.01, ***p<.001



2. 사회비교경향성과 진로준비행동 관계에서 성취목표지향성과 진로결정 자기효능감의 매개효과 분석

구조모형에서 매개변인으로 성취목표지향성은 종속변인의 진로준비행동에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 본 연구에서 사회비교경향성과 진로준비행동 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과만을 분석하였다. 구조모형의 효과분해는 총 효과를 간접효과와 직접효과로 분해하는 것을 의미하며, 표준화 경로계수를 통하여 특정 잠재변인이 다른 잠재변인에 어느 정도 영향을 미치는지를 확인할 수 있다(이학식ㆍ임지훈, 2013). 따라서 본 연구에서는 연구모형의 구조적 관계를 자세히 파악하고 유의성을 검증하기 위한 목적으로 최종 구조모형의 표준화 경로계수를 통하여 효과분해를 하였고, 간접효과와 총효과의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법을 사용한 결과는 <그림 3>, <표 7>과 같다.


<그림 3> 
사회비교경향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 모형의 경로계수

주 1. 제시된 수치는 표준화 추정치임.

주 2. p<.001 수준에서 모두 유의함.

χ²/df=2.59, GFI=.953, NFI=.964, CFI=.977, TLI=.968, RMSEA=.068



먼저, 사회비교경향성, 진로결정자기효능감, 진로준비행동 경로 모형의 적합도 지수를 분석한 결과, 적합도 지수가 수용 기준을 모두 충족시키는 것으로 확인되었다.

<표 7> 
구조모형의 효과 분해
경로 직접효과 간접효과 총효과
사회비교경향성 진로결정자기효능감 .71* - .71*
사회비교경향성 진로준비행동 .34* .39* .73*
진로결정자기효능감 진로준비행동 .54** - .54**
*p<.05
**p<.01

위의 <표 7>에서 제시된 변수들간의 구조적 관계를 분석한 결과, 사회비교경향성→진로결정자기효능감, 사회비교경향성→진로준비행동, 진로결정자기효능감→진로준비행동의 직접효과는 모두 유의한 것으로 나타났다. 또한 사회비교경향성은 진로준비행동에 대한 직접효과(β=.34, p<.05)는 유의하였고, 진로결정자기효능감을 매개변수로 한 간접효과(β=.39, p<.05), 총 효과(β=.73, p<.05)는 모두 통계적으로 유의하였다. 따라서 사회비교경향성→진로결정자기효능감→진로준비행동의 경로가 유의하게 나타나 사회비교경향성과 진로준비행동 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 부분매개효과는 유의한 것으로 볼 수 있다.


Ⅳ. 결론 및 논의

본 연구는 대학생의 사회비교경향성이 진로준비행동에 미치는 영향을 알아보고, 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에 있어 성취목표지향성과 진로결정자기효능감이 매개적 역할을 수행하는지를 알아보는데 목적을 두고 있다. 이를 위하여 영남 지역(대구, 경북, 부산, 경남) 지역에 위치한 4년제 대학에 재학 중인 학생 343명을 대상으로 조사 및 분석을 실시하였으며, 그에 따른 연구 결과와 논의점을 제시하면 다음과 같다.

첫째, 대학생의 사회비교경향성은 진로준비행동에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 사회비교경향성이 높을수록 진로준비행동에 긍정적인 작용을 한다는 것이다. Festinger(1954)는 개인은 자신의 의견과 능력을 평가하고자 하는 추동을 가지고 있으며, 이러한 추동은 타인과의 평가를 통해 충족된다고 본다. 그리고 사회비교경향성 척도를 개발한 Gibbons와 Buunk(1999)는 사회비교경향성은 자기평가(self-evaluation) 동기, 자기고양(self-enhancement) 동기 그리고 자기향상(self-improvement) 동기라는 개념으로 구성되어 있다고 주장한다. 본 논문의 결과에 따르면, 대학생들의 타인과의 비교를 통한 긍정적 자기평가, 자기고양, 자기향상은 진로준비행동에 긍정적인 영향을 미친다는 것이다. 이러한 점은 개인은 사회에서 타인과의 비교를 통하여 다양한 정보를 얻고자 하는 경향이 강하며, 이러한 사회비교경향성은 진로선택과정에서도 영향을 미친다는 Savickas(1993), Gibbons와 Buunk(1999)의 주장과도 대체로 일치하고 있다. 그리고 타인과 비교하는 행위는 진로결정 상황의 불확실성과 모호성을 줄여주는 긍정적인 작용을 한다고 주장하는 TenBrook(2016)의 연구결과에도 대체로 일치하는 양상을 보이고 있다. 또한 대학생을 대상으로 사회비교경향성과 진로준비 및 진로결정간의 관계를 분석한 조아라(2017)의 연구에서도 대학생들은 타인과의 비교를 통해 자신을 긍정적으로 평가하고자 하는 태도는 진로결정 및 진로준비에 긍정적으로 작용하는 것으로 나타났다. 이상과 같이 대학생이 타인과의 비교를 통해 자신의 능력과 의견을 긍정적으로 평가하는 행위는 진로준비행동에 긍정적으로 작용한다고 볼 수 있다.

둘째, 대학생의 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 진로결정자기효능감은 매개적 역할을 하는 것으로 나타났다. 분석 결과, 대학생의 타인과의 비교에서 자신의 능력 및 의견에 대한 긍정적 평가는 진로결정자기효능감에 정적인 영향을 미쳤고, 진로결정자기효능감은 진로준비행동에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 사회비교경향성이 진로결정자기효능감에 긍정적인 작용을 한다는 선행연구(Bandura & Jourden 1991; Taylor, Buunk & Aspinwall, 1990)의 연구결과와도 일치하며, 동시에 진로결정자기효능감이 높을수록 원활한 진로준비행동을 한다는 조명실ㆍ최경숙(2007), 문성연 외(2016) 등의 연구결과와도 대체로 일치하는 것이다. 그리고 이기학ㆍ이학주(2000) 그리고 오은주(2014)의 연구에서도 진로결정자기효능감이 높은 집단이 진로결정에 필요한 준비행동에도 적극적인 태도를 보인다는 견해와도 대체로 일치하고 있다. 또한 사회비교경향성과 진로준비행동 사이에서 진로결정자기효능감이 매개적 작용을 한다는 조아라(2017)의 연구결과와도 맥을 같이 하는 결과이다. 또한 이러한 결과는 대학생의 취업 장애 인식과 진로준비행동의 관계에서 진로결정자기효능감이 매개작용을 한다는 김경미ㆍ백사인(2011)의 연구결과도 유사한 경향성을 보이고 있다.

이상의 내용을 정리하면, 대학생의 타인과의 비교를 통한 자신의 능력 및 태도에 대한 긍정적인 평가는 진로준비행동에도 직접적인 영향을 미치지만, 진로결정과 관련된 과제들을 성공적으로 완수할 수 있다는 자신감(Taylor & Betz, 1983)에 긍정적인 작용을 하며, 진로결정이라고 하는 과제수행에 대한 자신감은 적극적인 진로준비행동으로 이어진다고 할 수 있다. 이러한 맥락에서 볼 때, 대학생들에게 진로준비행동을 하도록 재촉하기 보다는 일차적으로 대학생들이 자신이 가지고 있는 다양한 특성 가운데 긍정적으로 평가될 수 있는 요소들을 발견하고, 이를 자신감으로 이어질 수 있도록 진로교육 및 상담 프로그램을 적극적으로 제공할 필요가 있겠다.

셋째, 대학생의 사회비교경향성과 진로준비행동의 관계에서 성취목표지향성은 매개적 역할을 하지 못하는 것으로 나타났다. 분석결과, 대학생의 사회비교경향성은 성취목표지향성에 정적인 영향을 미치지만, 성취목표지향성은 진로준비행동에 유의미한 작용을 하지 않는 것으로 나타났다. 먼저, 사회비교경향성과 성취목표지향성과의 관계와 관련하여, 앞에서도 언급한 바와 같이 사회비교경향성이 타인과 비교하는 과정에서 자신의 능력적 측면을 자각하게 되는데, 이러한 능력에 대한 긍정적 자각이 성취해야 할 목표에 대한 지향성을 보다 명확하게 설정하도록 도와주는 역할을 한다고 할 수 있다. 이러한 결과는 사회비교경향성이 학습양식에 긍정적인 작용을 한다는 조규판ㆍ장은영(2010)의 연구결과와도 대체로 일치한다고 하겠다. 하지만, 선행연구들을 검토한 결과, 성취목표지향성이 진로준비행동에 유의미한 작용을 할 것이라 보았지만, 본 논문에서는 유의미한 작용을 하지 않는 것으로 나타났다.

지금까지 수행된 선행연구들(황지희, 2007; 조한익, 2012; 박정례ㆍ한상훈, 2013; 엄태순ㆍ윤미선, 2016)에서는 성취목표가 명확할수록 학습행동에 긍정적인 작용을 할 것이라고 보았다. 그리고 추스란ㆍ조한익(2016)의 연구에서도 대학생의 미래지향목표가 명확할수록 적극적인 진로준비행동을 하는 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서도 1차적으로 긍정적인 자기평가, 자기고양 등이 성취목표를 명확하게 설정하는데 도움을 주며, 명확한 성취목표 설정은 진로준비행동에도 긍정적으로 작용할 것으로 보았다. 하지만, 가설과는 달리 성취목표지향성이 진로준비행동에는 유의미한 작용을 하지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 측정도구 상에 문제가 있을 것으로 보인다. 일반적으로 성취목표지향성은 학습목표(learning goal)와 수행목표(performance goal)로 구분되는데(황지희, 2007), 진로준비행동이 수행목표와는 관련성이 있을 수 있으나, 학습목표와는 관련성이 낮기 때문일 것으로 짐작되며, 또한 본 연구에서 사용한 성취목표지향성을 측정하는 질문들이 일반적인 학습상황을 배경으로 구성되어 있기 때문인 것으로 보인다.

마지막으로, 본 연구의 제한점과 후속 연구에서 보완해야 할 점을 몇 가지 제시하고자 한다. 먼저, 무엇보다 측정도구의 보완이 필요하다는 점이다. 본 조사에서는 성취목표지향성을 측정하기 위하여 사용한 도구가 일반적인 학습상황을 전제로 구성되어 있기 때문에, 향후 조사에서는 진로목표지향성, 직업목표지향성 그리고 미래목표지향성 등과 같이 진로준비행동과 관련성이 높을 것으로 여겨지는 도구들을 사용하여 이들 간의 관계를 규명하기 위한 노력이 필요할 것이다. 그리고 조사대상자수를 확충할 필요가 있다. 개인적 차원에서 조사를 수행하다 보니 보다 체계적인 표집과 표본 수 확보가 어렵다는 것이다. 이러한 문제를 보완하기 위한 노력이 요구된다.

그러나 그럼에도 불구하고, 본 연구는 대학생의 사회비교경향성과 진로결정자기효능감, 성취목표지향성 그리고 진로준비행동 간의 구조적 관계를 규명하기 위한 시도를 했다는 점에서 연구적 의의를 찾을 수 있을 것이다. 특히, 지금까지 사회비교경향성은 주로 진로와 관련된 부정적 측면을 강조한 경향이 있으며, 또한 사회비교경향성을 부정적으로 해석하여 접근하는 경향이 있었다. 하지만, 본 연구가 기존의 연구들과는 관점을 달리 하여 사회비교경향성의 긍정적 측면을 조명했다는 점도 평가할 가치가 있다고 본다. 또한 성취목표지향성을 학습목표달성과의 관련성의 관점에서 이들 변수 들 간의 관계를 규명하기 위한 노력들은 이루어져 왔으나, 진로준비행동과의 관계를 설명하기 위한 연구들은 부족한 실정이다. 이러한 부분들을 후속연구에서는 보완해야 할 과제라고 할 수 있을 것이다.


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