본 연구의 대상은 서울과 전라도, 경상도 소재의 10개 대학에 재학 중인 남녀 대학생으로 총 970부의 설문지를 배포하고, 배포된 설문지 중 894부가 회수되었다. 회수된 설문지 가운데 불성실하게 응답한 36부를 제외하고 총 858부의 설문지를 본 연구의 분석 자료로 사용하였다. 참여자들의 평균연령은 22.4(SD= 2.5)세이고, 남성 319명(37.2%), 여성 537명(62.6%), 무응답 2명(0.2%)이었으며 1학년이 168명(19.6%), 2학년 272명(31.7%), 3학년 217명(25.3%), 4학년 198명(23.1%), 무응답 3명이었다. 설문은 수업시간에 진행되었고 설문실시에 소요된 시간은 약 15-20분이었다.

부모-자녀 유대

한국의 상호의존적인 부모-자녀관계는 부모-자녀 간 유대감을 바탕으로 하기 때문에, 본 연구에서는 ‘한국적 부모-자녀 간 유대’ 관계를 측정하기 위하여 최인재(2007)가 대학생을 대상으로 개발하고 타당화 한 한국형 부모-자녀관계 척도를 사용하였다. 최인재(2007)은 기존의 서구 문화에서 제작된 척도로 한국의 부모-자녀관계를 측정하는 한계점을 지적하고, 한국 문화에서의 부모-자녀 간 유대의 특징을 찾아 기존의 척도를 보완하였다. 한국형 부모-자녀관계 척도는 총 20개 문항으로 친밀, 헌신, 존경, 엄격의 4가지 하위영역으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 부모-자녀 관계의 하위영역 점수가 높을수록 부모-자녀 간 유대감이 높음을 의미할 수 있도록 하기 위해, 엄격영역의 3문항을 역채점하고 변인 명을 ‘허용’으로 표기하였다. 각 문항은 리커트 5점 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 응답하도록 되어 있다. 최인재(2007)가 이 척도를 개발할 때는 각 문항에 대해 아버지, 어머니를 따로 응답하도록 하였으나, 후속연구를 통해 아버지와 어머니를 구분하지 않고 구조방정식 모형 검증을 실시한 결과, 친밀, 현신, 존경, 엄격의 4가지 측정변수로 부모-자녀관계라는 잠재변수를 구인하는 것이 타당함을 밝힌바 있어(최인재, 2010), 본 연구에서는 아버지, 어머니에 대한 점수를 합산하여 대학생 자녀가 지각한 부모-자녀 관계의 유대감을 측정하였다. 최인재(2007)의 연구에서 각 하위영역의 문항 간 내적 합치도(Cronbach`s α)는 친밀은 α = .92, 헌신은 α = .89, 존경은 α = .87, 엄격은 α = .79 이었고, 본 연구에서는 친밀은 α = .92, 헌신은 α = .90, 존경은 α = .90, 허용(엄격 역체점) α = .83, 전체는 α = .95 이었다.

부모의 사회경제적 지위

보통 청소년을 대상으로 한 연구의 경우 부모의 사회경제적 지위를 측정하기 위해 부모의 교육수준, 직업, 수입을 측정하는 경우가 많다. 하지만 수입의 경우 정확한 정도를 파악하기 어렵고 개인의 프라이버시에 민감할 수 있다는 Gallo와 Matthews(2003), Huang과 Hsieh(2011)의 제안에 따라 본 연구에서는 대학생 부모의 사회경제적 지위를 파악하기 위해 ‘아버지의 학력’, ‘어머니의 학력’, ‘아버지의 직업’, ‘어머니의 직업’을 측정하였다. ‘아버지의 학력’과 ‘어머니의 학력’은 각각 5단계로 나누어, 중학교 졸업 이하, 고등학교 졸업, 전문대학 졸업, 4년제 대학 졸업, 대학원 졸업 이상에 1점에서 5점까지 부여하였다. 부모의 직업은, 홍두승(1983)의 직업에 따른 계층 분류를 참고해 이형진(2007)이 4단계로 재분류한 내용을 이자연(2012)이 다시 5단계의 계층으로 분류한 것을 사용하여, 가장 낮은 계층부터 가장 높은 계층의 순으로 1점에서 5점까지 부여하였다.

부모의 성취압력

강영철(2003)이 타당화 한 ‘부모의 학업 성취압력 척도’는 김기정(1984)의 부모 양육태도 검사와 김경옥(1992)의 성취압력 검사지를 재구성한 것으로, 하위영역 없이 단일변인이며, 총 15개 문항으로 구성되어 있다. 성취압력척도가 단일 요인으로 구성되어 있기 때문에, 본 연구에서는 대학생 자녀가 지각한 부모의 성취압력을 구인하기 위해 세 개의 꾸러미로 측정변수를 설정하였다. 구조방정식에서 사용하는 최대우도법 절차는 자료가 정규분포를 이룰 것을 가정하는데, 모든 문항을 측정변인으로 사용할 경우 다변량 정규분포 가정을 위반할 가능성이 높아지고(Bandalos, 2002), 개별문항을 사용해서 잠재변인을 구인할 경우 너무 많은 모수를 추정해야 하므로 결국 표본이 매우 커야 하는 문제가 생긴다(Bagozzi & Edwards, 1998). 그리고 모든 문항이 아니라 문항의 합 또는 평균값으로 잠재변인을 구인할 경우, 단일 관측치로 잠재변인을 왜곡할 가능성이 높아진다. 이에 반해 문항꾸러미를 제작해서 자료를 분석하면 자료의 비정규성 수준이 줄어들 뿐 아니라 모형의 적합도가 향상된다(서영석, 2010 재인용). 따라서 본 연구에서는 Russell, Kahn, Spoth 그리고 Altmaier(1998)가 제안한 절차에 따라 부모의 학업성취압력 척도 15개 문항에 대해 요인을 1개로 지정한 탐색적 요인분석을 실시한 후, 문항들을 요인부하량에 따라 순서를 매긴 다음, 잠재변수에 대해 각 꾸러미의 평균 요인부하량을 동일하게 묶어 3개의 꾸러미에 할당하였다. 그 결과 꾸러미 1에는 문항 3, 6, 11, 12, 14가 묶이고, 꾸러미 2에는 문항 1, 2, 8, 13, 15가 묶이고, 꾸러미 3에는 문항 4, 5, 7, 9, 10이 묶였다. 강영철(2003)의 연구에서는 문항 간 내적 합치도(Cronbach`s α)가 α = .92 였고, 본 연구의 꾸러미 1, 2, 3의 내적 합치도는 각각 α = .83으로 동일하게 나타났으며 전체 문항 간 내적합치도는 α = .94 였다.

진로결정자기효능감

대학생들의 진로결정자기효능감 수준을 알아보기 위하여 Taylor와 Betz(1983)가 개발하고 단축형으로 수정한 진로결정 자기효능감척도(Career Decision-Making Self-Efficacy Scale Short-Form: CDMSES-SF)를 이은경(2001)이 중‧고‧대학생을 대상으로 타당화시킨 것을 사용하였다. 이은경(2001)의 연구에서 진로결정 자기효능감 척도는 총 25문항, 4개 하위요인으로 구성되어 있으며 각 하위요인들의 내적 합치도(Cronbach`s α)는 직업정보 α = .64, 목표선택 α = .76, 미래계획 α = .78, 문제해결 α = .79이며 전체척도는 α = .85로 보고되었다. 본 연구에서의 내적 합치도는 직업정보 α =.80, 목표선택 α = .86, 미래계획 α = .73, 문제해결 α = .59이며 전체척도는 α = .92로 나타났다.

진로결정 수준

대학생들의 진로결정 수준을 측정하기 위해, Osipow(1980)등이 개발한 진로결정수준 척도(Career Decision Scale: CDS)를 고향자(1993)가 번안한 것을 사용하였다. 고향자(1993)가 번안한 문항은 총 19개 문항으로 진로 확신수준 2문항과 진로 미결정 수준 16문항으로 구성되어 있으며 각 문항의 응답은 리커트 4점 척도로, 1점 ‘전혀 그렇지 않다’, 4점 ‘아주 그렇다’로 응답하도록 되어 있다. 본 연구에서는 대학생들의 진로결정 수준을 파악하는 것이 연구의 관심이기 때문에 진로미결정에 해당하는 16개 문항을 역채점하여 사용하였다. 진로결정수준 역시 성취압력 척도처럼 단일 요인으로 구성되어 있기 때문에, 본 연구에서는 대학생의 진로결정수준을 구인하기 위해 네개의 꾸러미로 측정변수를 설정하였다. 꾸러미 1에는 문항 4, 8, 11, 17이 묶이고, 꾸러미 2에는 문항 3, 7, 13, 18이 묶이고, 꾸러미 3에는 문항 6, 12, 14, 15가, 꾸러미 4에는 5, 9, 10, 16이 묶였다. 고향자(1993)가 보고한 척도의 문항 간 내적 합치도는 α = .82 이었고, 본 연구에서 꾸러미 1, 2, 3, 4의 내적 합치도는 각각 α = .70, .67, .68, .70으로 나타났으며 전체 문항 간 내적 합치도는 α = .91 이었다.

본 연구에서는 부모의 사회경제적 지위, 한국적 부모-자녀 간 유대, 부모의 성취압력, 진로결정자기효능감이 대학생들의 진로결정수준에 미치는 영향과 변수들 간의 구조적 관계모형의 적합도와 매개변수들의 간접효과를 검증하기 위해 SPSS 20.0, AMOS 18.0, Mplus 6.0 프로그램을 사용하여 자료를 분석하였다. 우선 각 변인들의 평균과 표준편차, 왜도 및 첨도를 산출하고, 각 하위변인들 간에 어떤 관계가 있는지 알아보기 위하여 상관분석을 실시하였다. 또한 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀관계의 하위변인들이 매개변인(성취압력, 진로결정 자기효능감) 및 진로결정수준에 대한 설명정도를 알아보기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 마지막으로 연구모형 검증을 위해 구조방정식모형 분석을 실시하였다. 구조방정식 모형은 실험연구가 어렵거나 가능하지 않은 상황에서 변수 간의 인과관계에 관한 추론을 용이하게 해주는 다변량분석 기법으로(김주환, 김민규, 홍세희, 2009) 확인적 요인분석을 통해 측정모형이 자료에 적합한지 검증하였고 다음으로 연구에서 설정한 구조모형이 자료에 적합한지 확인하였다. 모형의 적합도를 평가하기 위해서 χ²값, TLI, CFI 그리고 RMSEA를 살펴보았다. 홍세희(2000)에 따르면 RMSEA 값은 .05이하면 좋은 적합도 .05에서 .08사이면 적합한 적합도이며, .10 이상이면 부적절한 적합도이고, TLI와 CFI의 경우 1부터 0의 연속체에 따라 다르게 나타나며, 그 값이 .90 이상이면 적합도가 좋다고 할 수 있기 때문에 본 연구에서도 이 기준으로 모형의 적합도를 평가하였다. 변수의 매개효과 검증에는 정상성 가정을 필요로 하지 않는 bootstrapping 방법을 사용하였는데, 자료에 결측치가 포함되어 있으므로 Mplus 프로그램을 사용하여 개별 매개효과의 유의성을 검증하였다. Shrout와 Bolger(2002)의 제안에 따라 10,000개의 부트스트랩 표본을 생성하여, 매개효과의 추정치가 95% 신뢰구간 내에 영가설에서 설정한 값인 0을 포함하지 않는다면 유의도 .05수준에서 매개효과가 유의하다고 해석하였다.

각 변수가 정상성 가정을 충족하는지 살펴보기 위해 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 모든 변인이 정상분포 조건(왜도 < 2, 첨도 < 4, Hong, Malik, & Lee, 2003)을 충족하는 것으로 나타났다. 부모-자녀 간 유대, 부모의 사회경제적 지위, 성취압력, 진로결정자기효능감, 진로결정수준 간의 관련성을 알아보기 위해 상관분석을 실시하였고, 그 결과 부모-자녀 간 유대의 총점 및 4가지 하위변인은 성취압력과 유의한 부적인 상관을, 진로결정 자기효능감과는 정적인 상관을 나타냈고 부모-자녀 간 유대 총점과 진로결정수준 간에도 유의한 정적상관이 있었다. 상관분석 결과는 부록 1에 제시하였다.

부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대의 하위변인들이 성취압력에 미치는 영향정도를 알아보기 위해 중다회귀분석을 실시하였다. 회귀분석을 실시하기에 앞서 독립변인 간의 다중공선성이 존재하는지 살펴 본 결과 공차한계가 .41-.89, 분산팽창요인은 1.11-2.60으로 나타나 다중공선성의 문제는 존재하지 않았다(이학식, 임지훈, 2013). 중다회귀분석 결과는 표 1과 같다.

부모의 사회경제적 지위의 하위변인 중 부모 학력변인(β = .20, p < .001)이, 부모-자녀 간 유대의 하위변인 중에서는 헌신(β = .12, p < .001)과 허용 (β = -.36, p < .001)이 부모의 성취압력을 유의하게 설명하고 있었다. 이 변인들은 부모의 성취압력에 대해 20.1%의 설명력(F = 35.61, p < .001)을 갖는 것으로 나타났다.

또 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간유대, 부모의 성취압력을 독립변인으로 하고 진로결정자기효능감을 종속변인으로 하여 중 다회귀분석을 실시한 결과 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대, 부모의 성취압력의 모든 하위변인 중에서 부모-자녀 간 유대의 친밀변인(β = .31, p < .001)만이 진로결정자기효능감을 유의하게 설명하였고, 나머지 변인들은 유의한 수준을 보이지 않았다.

부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대, 부모의 성취압력 및 진로결정자기효능감의 하위 변인들을 독립변인으로 하고 진로결정수준을 종속변인으로 하여, 중다회귀분석을 실시한 결과는 표 2와 같다. 부모의 성취압력(β = -.10, (p < .001)과 진로결정자기효능감의 목표선택(β = .54, p < .001), 문제해결(β = -.09, p < .01), 미래계획(β = .16, p < .001)이 진로결정수준을 유의하게 설명하는 것으로 나타났지만, 직업정보 변인의 설명력은 유의하지 않았다. 부모의 성취압력, 목표선택, 문제해결과 미래계획 변인들은 진로결정수준에 대해 40.0%의 설명력(F = 51.25, p < .001)을 갖는 것으로 나타났다.

측정변수들이 해당 잠재변수를 적절하게 구인하는지 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시한 결과 χ²(df = 109, N = 858) = 560.1(p < .01); TLI = .93; CFI = .94; RMSEA = .07 (90% 신뢰구간 = .06-.08)로, 측정모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다. 따라서 17개의 측정변수로 5개의 이론적 잠재변수를 구인한 것이 타당함을 알 수 있었다(그림 1).

구조모형을 분석한 결과 χ²(df = 109, N =858) = 560.1 (p < .01); TLI = .93; CFI = .94; RMSEA = .07 (90% 신뢰구간 = .06-.08)로 나타나 연구모형이 자료에 잘 부합하는 것으로 판단되었다. 연구모형의 경로계수에 대한 정보는 그림 2에 제시하였다.

연구모형에서 설정된 잠재변인들 간 경로가 유의미하게 나타난 것은 ‘부모의 사회경제적 지위→부모의 성취압력’ 경로(β = .24, p < .01), ‘부모-자녀 간 유대→부모의 성취압력’ 경로(β =-.25, p < .01), ‘부모-자녀 간 유대→진로결정 자기효능감’ 경로(β = .27, p < .01), ‘성취압력→진로결정수준’(β = -.15, p < .01), ‘진로결정 자기효능감→진로결정수준’(β = .67, p < .01), 그리고 ‘부모-자녀 간 유대→진로결정수준’(β = -.08, p < .05) 경로인 것으로 나타났다(표 3).

변인 간의 경로계수를 보면, 부모-자녀 간 유대가 진로결정수준에 미치는 직접효과(β = -.08, p < .05)는 측정모형에서 두 잠재변수 간의 상관계수(r = .13, p < .01)와 정반대의 부호를 지닌 것으로 나타났다. 이렇게 변수 간 상관이 없음에도 불구하고 매개변수 투입 후 관계가 유의하게 나타나거나, 또는 관계의 방향이 정반대로 나타날 때 억제효과(suppression effect)가 있는지 살펴보아야 한다(Cohen, Cohen, Aiken, & West, 2002). 따라서 본 연구에서도 부모-자녀 간 유대와 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감과 성취압력이 억제효과를 갖는지 검증해 보았다. MacKinnon, Krull 그리고 Lockwood(2000)에 따르면 일반적으로 독립변인과 종속변인 사이에 매개변인을 설정하면 매개변인이 독립변인과 종속변인의 관계의 일부분 또는 전부를 설명하기 때문에 결과적으로 독립변인과 종속변인의 상관의 크기가 줄어든다. 그러나 독립변인과 종속변인상에 제 3의 변인을 투입했을 때 독립변인과 종속변인 간 절대 상관이 오히려 커질 경우, 억제효과가 있음을 시사한다고 했다(MacKinnon et al., 2000: 조화진, 서영석, 2010 재인용). 따라서 본 연구에서도 진로결정자기효능감과 성취압력의 억제효과를 검증하기 위해 매개변인을 투입하기 전과 후에 부모-자녀 간 유대→진로결정수준 간의 직접효과가 증가하는지 확인해 보았다. 그림 3에서 보듯이, 진로결정자기효능감을 투입하기 이전의 직접효과는 β =.13 (p < .01) 이었는데, 진로결정자기효능감을 매개변인으로 투입한 이후의 직접효과는 β =-.05 (p > .05)으로, 부모-자녀 간 유대→진로결정수준 간의 직접효과의 절대값은 오히려 작아졌기 때문에 억제효과로 보기 어려웠다. 그리고 또 다른 매개변수인 성취압력에 대해서도 동일한 절차로 억제효과검증을 실시하였는데, 성취압력을 투입하기 이전의 직접효과는 β =.13 (p < .01) 이었는데, 성취압력을 매개변인으로 투입한 이후의 직접효과는 β =.10 (p < .05) 으로, 부모-자녀 간 유대→진로결정 수준 간의 직접효과의 절대값은 오히려 작아졌기 때문에 이 경우 역시 억제효과로 보기 어려웠다(그림 4).

Shrout와 Bolger(2000)는 시뮬레이션을 통해, 직접효과가 0에 가까워 완전매개효과가 있을지라도 표본의 불안정성(sample fluctuation)으로 인해 50%의 확률로 직접효과가 부적으로 나타날 수 있다고 하였다. 이는 진짜 억제효과가 아니라 우연에 의한 혹은 통계적인 인위성(empirical suppression 혹은 statistical artifacts)으로 인해 나타나는 것으로, 유사 억제효과(spurious suppression)이기 때문에 억제효과라고 보기 어렵다고 했다. MacKinnon 등 (2000)의 제안대로 억제효과 검증을 했으나 유의하지 않았고, Shrout와 Bolger(2002)의 주장을 종합해본다면, 본 연구에서 부모-자녀 간 유대→진로결정수준 간의 경로가 부적으로 나타난 것을 억제효과라고 보기 어렵다. 오히려 억제효과 검증에서 매개효과 투입 후 부모-자녀 간 유대→진로결정수준 간의 직접효과의 절대값이 작아졌으므로 진로결정자기효능감과 부모의 성취압력의 매개효과 가능성을 생각해 볼 수 있으므로 매개효과 검증을 실시하였다.

부모-자녀 간 유대가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정 자기효능감이 매개역할을 하는지 알아보기 위해 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 bootstrapping 절차에 따라 매개효과를 검증하였다. 원자료(N=858)로부터 표본 10,000개를 생성하여 신뢰구간 95%에서 영가설이 설정한 0을 포함하는지 확인하였다. 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대와 진로결정수준 간의 경로에서 부모의 성취압력과 진로결정자기효능감이 매개하는지 살펴 본 결과, ‘성취압력이 부모의 사회경제적 지위와 진로결정수준 간의 관계를 매개하는 경로(β = -.036, p < .05)’가 부적으로 유의하게 나타났고, ‘성취압력이 부모-자녀 간 유대와 진로결정수준 간의 관계를 매개하는 경로(β = .037, p < .001)’도 유의하였다. 마지막으로 ‘진로결정 자기효능감이 부모-자녀 간 유대와 진로결정수준 간의 관계를 매개하는 경로’도 유의하였다(β = .181, p < .001)(표 4).

본 연구에서는 한국사회의 문화적 특성을 반영하는 부모-자녀 간 유대, 부모의 사회경제적 지위, 성취압력이 대학생의 진로발달에 미치는 영향관계를 살펴보았다. 진로발달은 개인이 속한 사회문화적 특성의 영향을 많이 받기 때문에, 한국 대학생의 진로발달에 대해 한국사회 특성을 반영하는 부모변인이 어떤 영향을 미치는지 살펴보는 것은 의미 있는 일이다. 본 연구의 주요결과는 다음과 같다.

첫째로, 부모의 사회경제적 지위와 부모-자녀 간 유대는 부모의 성취압력에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하위변인 간의 관계를 살펴보면 부모의 학력수준이 높을수록 자녀에 대한 성취압력이 높았고, 부모-자녀 간 유대관계에서 자녀에게 헌신하고 엄격하게 대할수록 성취압력을 많이 주는 것으로 나타났다. 이는 한국의 부모들이 자녀의 성취를 위해 헌신하고 희생할 뿐 아니라 성취압력을 행사하며(박영신, 김의철, 한기혜, 2012; 정옥분, 임정하, 정순호, 김경은, 박연정, 2008), 고학력․고소득 부모일수록 자녀에 대한 성취압력이 크다는 선행연구(김혜원, 조성연, 김민, 2010)를 지지하는 결과이다. 한국의 부모들은 자녀의 학업이나 진로에 대해 기대와 관심이 높고 자녀의 교육을 위해 기러기 아빠를 자처하거나 사교육비 충당을 위해 부업을 하는 등 자녀의 성취에 대해 헌신적이다(서울경제, 2012. 3. 3). 부모가 자녀의 성취에 대해 이렇게 헌신적인 것은, 전통적인 가족관인 부모-자녀 간 일체감과 현대의 가족중심 개인주의 가치가 결합되면서 부모-자녀 간 강한 응집력과 내집단 편애, 부모-자녀 간 상호의존관계를 강화하기 때문으로 보인다(김경신, 2010; 김혜영, 2006). 하지만 부모-자녀 간 일체감이나 상호의존성은 자녀의 성취를 부모 자신의 성공으로 받아들이게 하기 때문에, 자녀의 성공을 위해 헌신과 희생을 할 뿐만 아니라 자녀에게 성취압력도 많이 행사하는 것으로 볼 수 있다. 다른 한편으로는 부모가 자신을 위해 경제적으로 투자하고 헌신․희생하는 것을 볼 때 감사하지만 한편으로는 죄송한 마음이 들기 때문에(안자영, 2009; 이상금, 2012), 자녀가 부모의 성취압력을 더 크게 지각하고 있는 것으로 볼 수도 있겠다.

다음으로 구조방정식모형 검증을 통해, 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대와 진로결정수준 간의 관계를 성취압력과 진로결정자기효능감이 매개하는 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다. 그런데 부모-자녀 유대와 진로결정수준 간의 경로계수가 두 잠재변수간의 상관계수와는 다르게 부적으로 산출되었는데 이는 선행연구에서는 예상하지 못했던 결과이다. 이렇게 부모-자녀 유대와 진로결정수준 간의 관계에 진로결정자기효능감과 성취압력이 투입됨으로써 부적인 경로계수가 나타난 결과가 통계적 우연에 의한 것인지 억제효과를 의미하는 것인지 확인하기 위해 추가로 억제효과 분석을 실시하였다. 그 결과 매개변인 투입 이후 두 변인 간의 직접효과의 절대값이 작아지는 것으로 나타나 억제효과로 보기 어려웠다(MacKinnon et al., 2000: 조화진, 서영석, 2010 재인용). 오히려 직접효과의 절대값이 작아졌기 때문에 매개효과의 가능성을 생각해 볼 수 있어 매개효과 검증을 실시하였다.

매개효과 검증 결과 부모-자녀 유대는 진로결정자기효능감을 매개로 진로결정수준에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나, 진로결정자기효능감이 매개효과를 갖는다는 선행연구 결과를 다시 한 번 확인할 수 있었다(문승태, 2002; 박수길, 2000; Gushue & Whitson, 2006; Huang & Hisieh, 2011). 부모와 돈독한 유대관계를 맺는 경우, 부모로부터 긍정적인 피드백을 받을 가능성이 높아지고 부모의 지지는 스트레스의 부정적인 영향을 낮추고 목표에 도달하려는 동기수준을 높여 자기효능감 형성에 긍정적으로 작용한다(Rosenthal, 1995). 긍정적인 자기평가와 자신감을 갖는 자녀들은 큰 불안이나 긴장없이 환경적‧내면적인 탐색을 적극적으로 수행할 수 있고(Ainsworth, 1982: 심호규, 강문희, 2007 재인용), 이와같은 진로탐색활동은 진로결정자기효능감을 높임으로써 진로와 관련된 폭넓은 경험을 하도록 촉진하기 때문에 진로결정수준도 높아질 것으로 추론해볼 수 있을 것이다(기영락, 임성택, 2010; Osipow, 1983).

한편 부모-자녀 간 유대, 부모의 사회경제적 지위와 진로결정수준 간의 관계에서 성취압력의 매개효과도 확인할 수 있었다. 부모-자녀 간 유대감이 좋을수록 자녀에 대한 성취압력이 낮고 부모로부터 성취압력을 적게 지각할수록 자녀의 진로결정수준은 높게 나타났다. 뿐만 아니라 부모의 사회경제적 지위는 진로결정수준에 직접적인 영향을 미치지는 않지만, 성취압력을 매개할 때 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이 과정에서 성취압력이 매개변인으로 작용하는 것에 주목할 필요가 있다. 연구결과를 통해 부모가 자녀의 학업성취를 위해 많은 투자를 할수록 자녀에게 성취압력을 많이 주게 되고, 부모로부터의 압박감은 결국 진로결정의 어려움으로 이어지는 것으로 추론해 볼 수 있다. 양육행동으로서의 성취압력은 자녀의 학업성취를 목적으로 높은 기대수준과 이의 달성을 위해 간섭하거나 능력을 평가, 정의적 보상을 가하는 등 부정적으로 작용하여 스트레스나 적응, 학업성취에 영향을 미친다(추상엽, 임성문, 2008 재인용). 이렇게 부모의 과도한 성취압력은 자신에 대해 비현실적으로 높은 목표를 갖도록 하여 진로결정 시 부정적인 영향을 미칠 수 있기 때문에 자녀의 진로지도 시 성취지향적인 양육행동은 지양해야 할 것이다.

마지막으로 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대는 성취압력에 영향을 주지만, 성취압력은 진로결정자기효능감을 매개하지 않고 진로결정수준에 직접 영향을 주었다. 사회인지진로이론에서는, 상호의존적인 가족가치를 가진 문화권의 경우 부모의 기대나 관여, 성취압력 등이 근접맥락변인으로 작용하여 진로선택에 보다 직접적인 영향을 미친다고 설명한다(Tang et al., 1999; Zhou & Santos, 2007). 본 연구에서 성취압력이 진로결정자기효능감을 매개하지 않고 진로결정수준에 직접 영향을 주는 것으로 나타난 결과는 부모의 성취압력이 진로발달과정에서 근접맥락변인으로 작용하고 있음을 보여주는 것이라 하겠다. 이러한 결과는 대학생들이 전공, 직업 선택 등 진로를 결정하는 과정에서 진로결정자기효능감보다 부모의 기대나 성취압력의 부담이 더 크게 작용할 수 있음을 시사한다. 상호의존적인 부모-자녀 유대 관계에서, 부모들이 자녀에게 헌신하고 희생하는 만큼이나 자녀들 역시 부모의 헌신과 희생에 대해 감사하고 죄송한 마음, 보은하려는 마음을 갖게 되기 쉽다. 하지만 이러한 보은의식은 자칫 자신의 진로목표나 정확한 진로정보, 문제해결 가능성을 충분히 고려하지 않은 채 부모의 기대에 맞추어 진로를 결정하는 진로정체감 유실상태에 빠지게 만들 수도 있다. 따라서 대학생들이 진로 결정과정에서 부모의 성취압력을 과도하게 지각하거나 압도되어 있지는 않은지, 합리적인 의사결정 과정을 간과하지는 않는지 살펴보는 일이 필요할 것이다.

본 연구결과는 대학생 진로상담 시 다음과 같은 시사점을 줄 수 있을 것이다. 본 연구에서 진로결정자기효능감과 부모의 성취압력은 부모변인과 진로결정수준 간에서 매개효과 갖는 것으로 나타났다. 이는 대학생들이 진로결정을 어려워할 때, 진로결정자기효능감이 부족해서인지 아니면 부모로부터의 성취압력이 과도하여 결정을 못하는 것인지 확인하는 것이 필요함을 시사한다. 현재 호소하는 문제가 진로 미결정이라는 동일한 문제라고 하더라고 어려움을 유발하는 변인이 무엇인가에 따라 상담개입의 초점이 다를 수 있다. 만일 진로결정자기효능감의 부족 때문이라면 내담자가 처한 진로문제 상황이 무엇인지 파악하고, 다양한 문제 해결방식을 모색해보는 시도가 필요할 것이다. 상담자는 내담자와 함께 진로탐색 행동에 대한 실행계획을 수립하고, 실천하도록 독려함으로써 내담자가 문제해결에 대한 자신감을 높이고 진로결정자기효능감을 증진시킬 수 있도록 돕는데 초점을 두어야 할 것이다. 한편 부모로부터의 성취압력이 과도하여 진로결정을 못하고 있다면 성취압력을 낮추도록 돕는 개입이 필요하다. 연구결과에서 보듯이 부모의 성취압력은 진로결정자기효능감을 매개하지 않고 진로결정수준에 직접적으로 영향을 미치는 만큼 진로결정자기효능감을 강화하는 것만으로는 부족하고 성취압력 자체를 낮추는 것이 요구된다. 부모와의 관계 탐색을 통해 부모님을 지나치게 엄격하다고 지각하는지 혹은 부모의 헌신에 대한 죄송함과 보은의 마음이 커서 과도한 부담감을 느끼고 있지는 않은지 파악되어야 할 것이다. 실제 상담장면에서 보면 부모님에 대한 부담을 크게 느끼는 내담자들의 경우 부모가 갖는 기대보다 과장되거나 왜곡하여 내면화 한 경우가 많으므로 실제와 구분하도록 하고, 자신의 진로욕구를 인식하도록 돕는 것도 필요할 것이다. 이때 필요하다면 상담과정에 내담자의 부모를 포함시켜 부모의 과도한 성취압력이 자녀의 진로결정을 방해할 수 있음을 설명하고 적절한 기대를 갖도록 주지시킬 필요도 있을 것이다. 이 과정에서 상담자는 내담자와 친밀한 관계를 수립하고 정서적으로 지지해줌으로써 부모의 성취압력과 기대에서 자신의 진로욕구를 분리할 수 있도록 힘을 실어준다던지, 자기주장 훈련 등을 통해 부모에게 자신의 의사를 표현하도록 도울 수 있을 것이다.

본 연구의 의의는 첫째로 현재 한국의 가족 문화에서 나타나는 부모-자녀 간 유대의 특성이 대학생의 진로발달에 어떤 영향을 미치고 있는지 살펴보았다는 점이다. 지금까지 대학생들의 진로발달에 영향을 미치는 부모변인을 연구한 경우는 있었지만, 대부분의 경우 서구에서 개발된 척도를 활용하고 있어서, 한국 부모-자녀 유대의 특성을 반영하는 데는 한계가 있었다. 이에 본 연구에서는 한국의 문화적 특성을 반영할 수 있는 토착적 척도를 활용하여, 부모의 사회경제적 지위, 부모-자녀 간 유대, 부모의 성취압력이 진로결정자기효능감과 진로결정수준에 어떻게 영향을 미치는지 구조적 과정을 밝혔다는 점에 의의가 있다. 둘째로 진로발달 과정에서 부모의 성취압력이 근접맥락변인으로 작용하는 것을 확인했다는 점이다. 실제 대학현장에서 진로상담을 하다 보면, 부모의 과도한 관여로 인해 진로미결정 상태에 있거나 부모의 기대와 압력이 심해서 진로 갈등을 겪는 경우가 많다. 본 연구 결과를 통해 부모의 성취압력이 진로결정자기효능감을 매개하지 않고 진로결정수준에 직접적으로 작용함을 밝힘으로써, 진로상담시 부모의 성취압력이 중요하게 고려되어야 할 변인임을 확인했다는 것도 본 연구의 의의라 하겠다.

본 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 본 연구에서 사용한 부모의 성취압력 척도는 개발 당시 초등학생을 대상으로 개발된 척도이다. 개발 이후 다양한 연구에서 대학생을 대상으로 실시한 경우가 있기는 하였으나, 대학생을 대상으로 타당화 절차를 거치지는 않았기 때문에, 대학생들을 대상으로 사용하였을 때 이들의 특성을 충분히 반영하는데 한계가 있었을 수도 있다. 따라서 추후 연구에서 대학생을 대상으로 타당화 연구가 진행된다면, 부모의 성취압력 척도를 대학생에게 사용할 때 활용가능성이 더 커질 수 있을 것이다. 둘째, 부모변인의 영향을 분석함에 있어 아버지와 어머니를 분리하여 분석하지 않고 아버지, 어머니의 점수를 합산하여 부모변인으로 분석하였다. 원래 최인재(2007)의 한국형 부모-자녀관계 척도는 아버지와 어머니를 따로 측정하도록 개발되었으나, 아버지와 어머니의 영향이 각기 어떻게 다른지 살펴보는 것은 본 연구의 주된 초점이 아니기 때문에, 아버지와 어머니를 분리하여 분석하지는 않았다. 하지만 부모와의 애착에 있어서 아버지와 어머니의 영향이 다르다고 밝힌 선행연구들이 있고, 한국의 가족문화 안에서도 전통적으로 엄부자모(嚴父慈母)등 아버지와 어머니에게 강조되는 역할이 달랐기 때문에, 추후 연구를 통해 아버지와 어머니의 영향력이 대학생 자녀의 진로결정에 어떻게 다른 영향을 미치는지 밝힌다면 보다 흥미로는 연구결과를 얻을 수 있을 것이라 생각된다. 셋째 본 연구결과에서 부모변인들과 진로결정자기효능감이 진로결정수준에 대한 변량의 40%를 설명하는 것에서 알 수 있듯이, 실제 진로결정에 있어 부모변인 이외에 다양한 변인이 관련되어 있을 수 있다. 때문에 후속 연구에서는 부모변인 뿐 아니라 사회문화적인 태도나 가치관, 또 부모가 지각한 부모-자녀관계 등을 포함하여 분석해 볼 필요가 있을 것이다. 한편, 부모-자녀 유대와 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감과 성취압력이 투입되었을 때 두 변인 간 관계가 부적으로 나타난 결과가 억제효과가 아닌 통계적 우연에 의한 것으로 설명되었지만, 추후연구에서는 이러한 결과가 통계적 우연이 아닌 의미있는 관련성에 의한 결과는 아닌지 살펴볼 필요가 있을 것이다. 마지막으로, 한국적 부모변인들이 자녀의 학업성취에 유의한 관련이 있다고 밝혀진 바 있고, 본 연구의 취지도 한국적 부모변인들이 자녀의 학업성취를 넘어 진로발달에는 어떤 영향을 미치는지 파악하고자 하는 것이었음에도, 본 연구를 실시할 때 학업성취부분을 포함하지 못하였다. 추후 종단 연구를 통해 한국적 부모-자녀 간 유대가 중‧고교시절의 학업성취에 어떤 영향을 미치는지, 이들이 대학에 진학한 후에 진로발달 및 진로결정은 어떤 양상을 보이는지 연구한다면 한국적 부모변인들이 자녀의 학업성취를 넘어 진로발달에까지 어떤 영향을 미치는지 일련의 과정을 살펴보는 의미 있는 연구가 될 수 있을 것이라 기대된다.