수도권 소재 중고등학교 교사들을 대상으로 총 250부의 설문지를 배포하였고, 그 중 200부의 설문지가 회수되었다. 무성의하게 응답한 4부의 설문지를 제외한 총 196부의 자료를 분석 대상으로 하였다. 교사들의 성별분포는 남교사가 41명(20.9%), 여교사가 155명(79.1%)로 여교사의 비율이 높았고, 연령대는 20대 29명(14.7%), 30대 94명(48.0%), 40대 55명(28.1%), 50대 18명(9.2%)으로 30대가 가장 많았다. 학력은 대졸자가 127명(65.2%), 석사졸업자 67 명(34.1%), 박사졸업이 2명(0.7%)으로 대졸자가 가장 많았다. 근무년수는 1년에서 3년이 27명(13.8%), 4년에서 9년이 37명(18.9%), 10년 에서 15년이 73명(37.2%), 16년에서 20년이 16 명(8.2%), 20년 이상이 41명(20.9%), 30년 이상이 2명(1.0%)로 10년 이상 15년 이하가 가장 많은 비율을 나타내었다.

소명의식

소명의식은 Dik, Eldridge, Steger와 Duffy (2008)의해 개발된 단축판 소명 척도(Brief Calling Scale: BCS)를 사용하였다. 총 4문항으로 ‘나는 특정한 일에 대한 소명을 가지고 있다.’ ‘나는 나의 진로에 대한 내 자신의 소명을 찾고 있다’ 등으로 구성되어 있다. 각 문항에 대한 점수는 5점 Likert식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(5점)로 응답한다. 점수가 높을수록 자신의 소명을 이미 찾았거나(1-2번 문항) 찾고 있다고 지각하는(3-4번 문항) 높은 소명의식을 가지고 있음을 의미한다. 본 연구자들이 번안한 척도를 영어와 한국어 두 개 언어를 사용하고 있는 심리학 박사과정생이 역번안하였고, 불일치한 문항에 대해 토의를 통한 합의하는 과정을 거쳤다. 하위척도 소명의식은 Dik, Eldridge와 Steger(2008)에 의해 개발 및 타당화된 소명 척도인 소명과 직업질문지(Calling and Vocation Questionnaire, CVQ)의 소명의식과 r=.69의 관련성을 나타냈고, 하위척도인 소명 추구는 소명과 직업질문지(CVQ)의 소명추구와 r=.46의 관련성을 나타냈다(Dik et al., 2012). 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach's α)는 .90이었다.

소명수행 의식

소명수행 의식은 Duffy 등(2012)의 소명수행 의식 척도(Living Calling Scale)를 사용하였다. 총 6문항으로 ‘나의 직업 활동이 바로 소명에 따라 살고 있는 것이다.’ ‘나는 나의 소명이라고 느끼는 직업에 종사하고 있다.’ 등으로 구성되어 있다. 각 문항에 대한 점수는 7점Likert식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(7점)로 응답하거나 ‘해당없음-소명을 가지고 있지 않음’로 응답한다. 점수가 높을수록 높은 수준의 소명 수행 의식을 가지고 있음을 의미한다. 본 연구에서는 소명의식을 이미 자신의 소명을 지각하고 있는 경우 외에 소명을 찾고자 하는 소명추구를 포괄하는 의미로 정의 내린 만큼 ‘해당없음’ 선택지는 포함하지 않았다. 연구자들이 번안한 척도를 영어와 한국어 두 개 언어를 사용하고 있는 심리학 박사과정생이 역번안하였고, 불일치한 문항에 대해 토의를 통한 합의하는 과정을 거쳤다. 소명수행 의식은 진로 몰입, 일의 의미, 직업 만족도와 각각 r=.68, r=.62, r=.52의 관련성을 나타냈다(Duffy et al., 2013). Duffy 등(2013)의 연구에서 내적합치도(Cronbach's α)는 .95였으며 본 연구에서는 .97이었다.

일의 의미

일의 의미는 Steger 등(2012)에 의해 개발된 Work ans Meaning Inventory(WAMI)를 사용하였다. 총 10문항으로 ‘나는 나의 일이 세상에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 안다.’ ‘나는 나의 일이 개인적 성장에 기여할 것으로 본다.’ 등으로 구성되어 있다. 각 문항에 대한 점수는 7점 Likert식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(7점)로 응답한다. 점수가 높을수록 자신의 일에 대한 의미부여 수준이 높음을 의미한다. 본 연구자들이 번안한 척도를 영어와 한국어 두 개 언어를 사용하고 있는 심리학 박사과정생이 역번안하였고, 불일치한 문항에 대해 토의를 통한 합의하는 과정을 거쳤다. 일의 의미는 소명, 진로 몰입, 삶의 의미 등과 각각 r=.54, r=.68, r=.57의 관련성을 나타냈다(Duffy et al., 2013). Duffy 등(2013)의 연구에서 내적합치도(Cronbach's α)는 .94였으며, 본 연구에서는 .91 이었다.

삶의 의미

삶의 의미는 Steger 등(2004)가 개발한 삶의 의미척도를 대학생을 대상으로 타당화한 한국판 삶의 의미 척도(원두리 등, 2005)를 사용하였다. ‘나는 내 삶의 의미를 이해하고 있다.’ ‘나는 내 삶의 중요성을 느끼도록 해 주는 것들을 늘 찾고 있다’ 등 총 10문항으로 구성되어 있으며, 각 문항에 대한 점수는 7점 Likert 식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(7점)로 응답한다. 점수가 높을수록 자신의 삶에서 의미를 이해하고 동시에 적극적으로 삶의 의미를 찾고 있는 삶의 의미 수준이 높음을 의미한다. 삶의 의미는 삶의 만족, 정적 정서 등과 각각 r=.40, r=.49의 관계를 나타냈다(원두리 외, 2005). 내적합치도(Cronbach's α)는 원두리 등 (2005)의 연구에서는 .90이었으며, 본 연구에서는 .89이었다.

직업만족

직업만족은 Brayfield와 Rothe(1951)의 직업만족 지표(Job Satisfaction Index)에 기반하여 Judge, Locke, Durham과 Kluger(1998)에 의해 개발된 직업만족 척도를 사용하였다. 총 5문항으로 ‘나는 나의 현재 직업에 만족한다.’ ‘나는 나의 일에서 진정한 즐거움을 발견한다.’ 등으로 구성되어 있다. 각 문항에 대한 점수는 6점 Likert식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(6점)로 응답한다. 점수가 높을수록 자신의 직업에 대한 만족도가 높음을 의미한다. 본 연구자들이 번안한 척도를 영어와 한국어 두 개 언어를 사용하고 있는 심리학 박사과정생이 역번안하였고, 불일치한 문항에 대해 토의를 통한 합의하는 과정을 거쳤다. 직업 만족은 Smith, Kendall과 Hulin(1969)에 의해 개발된 직업기술 지표(Job Descriptive Index)와 r=.89의 관련성을 가지고, 일의 특성에 대한 스스로의 평가와도 유의미한 관련성을 나타냈다(Duffy et al., 2013). Duffy 등(2013)의 연구에서 내적합치도(Cronbach's α)는 .88였으며 본 연구에서는 .70 이었다.

삶의 만족

삶의 만족은 Diener, Emmons, Larsen과 Griffin(1985)에 의해 개발된 삶의 만족도 척도(Satisfaction with the Life Scale: SWLS)를 경찰 공무원, 대학생, 청소년을 대상으로 타당화환 한국판 삶의 만족도 척도(임영진, 2012)를 사용하였다. ‘나는 나의 삶에 만족한다.’ ‘전반적으로 나의 인생은 내가 이상적으로 여기는 모습에 가깝다.’ 등 총 5문항으로 구성되어 있으며, 각 문항에 대한 점수는 7점 Likert식 척도로 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점) 에서 ‘매우 그렇다’(7점)로 응답한다. 단일 차원의 요인으로 점수가 높을수록 자신의 삶에 대한 전반적인 만족도 수준이 높음을 의미한다. 삶의 만족도 척도는 한국판 정신적 웰빙 척도(임영진, 고영건, 신희천, 조용래, 2012)의 정서적, 사회적, 심리적 웰빙 척도와 r=.51∼r=.63의 관계를 나타냈다.

내적합치도(Cronbach's α)는 임영진(2012)의 연구에서 경찰공무원은 .91, 대학생은 .84, 청소년은 .86이었며, 본 연구에서는 .87이었다.

본 연구의 자료분석을 위해 SPSS/PC+ 버전 18.0과 AMOS 7.0 통계 프로그램을 사용하였다. 주요 연구변인들의 기술통계치를 산출하고, 소명의식, 소명수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미, 직업 만족, 삶의 만족 간의 관계를 검토하기 위해 상관분석을 실시하였다. 구조 방정식 모형 분석은 자료의 다변량 정규성 (Multivariate normality)를 가정하고 있기 때문에, 이를 확인하기 위해 자료의 왜도와 첨도를 확인하였다. 소명의식과 삶의 만족 간에 소명 수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미, 직업만족이 매개변인의 역할을 하는 연구모형을 검증하기 위하여 구조방정식 모형 분석을 하였다. 우선 구성개념이 측정변인에 의해 얼마나 제대로 측정되었는지를 확인하기 위해 측정모형 검증을 실시하였다. 이를 통해 측정모형의 신뢰도와 타당도를 확보하였다. 이때 본 연구에 사용된 모든 변수는 단일요인으로 Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 제안에 따라 문항꾸러미를 제작하여 사용하였다. 모든 문항을 사용해서 잠재변수를 구인할 경우 추정할 모수의 수가 증가하여 다변량 정규분포 가정을 위반할 가능성이 높아지고, 전체 문항의 합 또는 평균으로 잠재변수를 구인할 경우 한 개의 측정치로 잠재변수를 구인해야 하기 때문에 모수의 추정이 왜곡될 가능성이 높아진다. 따라서 소명의식은 전체 4문항을 2문항(1-2번), 2문 항(3-4번)으로, 소명수행 의식은 전체 6문항을 3문항(1-3번), 3문항(4-6번)으로, 일의 의미와 삶의 의미는 전체 10문항을 4문항(1-4번), 3문항 (5-7번), 3문항(8-10번)으로, 직업만족과 삶의 만족은 전체 5문항을 3문항(1-3번), 2문항(4-5번) 으로 각각 두 개 또는 세 개의 문항꾸러미(item parcels)를 만들었다. 이후 구조모형이 자료를 얼마나 제대로 반영하는가를 확인하기 위해 구조방정식의 다양한 적합도 지수 중 χ ², CFI, TLI, RMSEA를 고려하였다.

또한 이론적 근거에 따라 매개변인으로 선정된 일의 의미, 소명수행 의식, 삶의 의미, 직업 만족의 매개효과를 검증하기 위해 부트스트랩 방법을 사용하였다. Shrout와 Bolger (2002)는 매개효과는 정상성을 보장하기 어렵기 때문에 원자료에서 무선표집으로 생성된 10,000개의 부트스트랩 자료 표본을 모수 추정에 사용하고, 신뢰구간을 95%로 설정하여 이 구간 내에서 영가설에서 설정한 값인 0을 포함하지 않는다면 유의도 .05수준에서 매개효과가 유의하다고 해석하는 방법을 제안하였다. 본 연구에서도 이들이 제안한 부트스트랩 방법을 따랐다.

연구 모형의 적합도를 검증하기에 앞서, 자료가 정규분포 가정을 충족하는지를 확인하였다. 표 1에 나타난 것처럼 측정변인들의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않아 정규분포 가정을 충족하는 것으로 해석할 수 있다(West, Finch, & Curran, 1995). 한편, 주요 변인간 상관이 .51-.74로 다소 높은 정적상관을 나타내어 다중공선성의 문제가 우려되었다. 이에 삶의 만족을 준거변인으로 설정하고 나머지 변인들의 VIF 지수를 확인해 본 결과, 2.35에서 3.74까지 분포하여 다중공선성의 문제가 우려할 만한 수준(10 이상)이 아닌 것으로 판단하고 추후 분석을 진행하였다. 측정 변인의 전체 평균값을 살펴보면 소명의식 4.12(SD=.76), 소명수행 의식 5.73(SD=1.16), 일의 의미 5.50(SD=.89), 삶의 의미 5.13(SD=.87), 직업 만족 4.58(SD=.77), 삶의 만족 5.01 (SD=1.16) 등이었다. 이를 구체적으로 제시하면 표 1과 같다.

구조 모형 검증에 앞서 측정 변인들이 잠재 변인들을 얼마나 잘 측정하고 있는지를 알아보기 위하여 측정 모형 검증을 실시하였다. 분석 결과 6개의 변인간의 관계는 모두 유의미한 것으로 나타났으며, 측정모형의 적합도 또한 CFI=.967, TLI=.951, RMSEA=.080(90% CI: .058-.101)로 Browne과 Cudeck(1993)의 기준 (TLI, CFI 값이 0.9 이상일 경우 좋은 적합도, RMSEA 값이 0.05이하이면 좋은 적합도, 0.08 이하이면 괜찮은 적합도, 0.10이면 보통 적합 도)에 잘 부합되어 모형이 수용 가능한 것으로 나타났다. 잠재변인을 설명하고 있는 측정 변인들의 요인 값은 소명의식 .83, .92, 소명수행 의식 .94, .98, 일의 의미 .86, .87, .88, 삶의 의미 .46, .92 .93, 직업 만족 .78, .85, 삶의 만족 .88, .95 등으로 나타나 모두 유의미한 것으로 나타났다(p<.001). 구체적인 결과는 그림 4, 표 2, 표 3과 같다.

모형 비교

본 연구에서 수립된 모형들의 적합도를 구조방정식 모형으로 검증한 결과, 연구모형의 적합도는 TLI=.928, CFI=.947로 수용 가능한 기준치 .9 이상으로 양호한 적합도를 보였으나, RMSEA=.101로 양호한 적합도 기준을 충족시키지 못하였다. 아울러 연구모형에서는 모두 10개의 경로 중 소명수행 의식 → 일의 의미에 이르는 경로, 소명의식 → 삶의 만족에 이르는 경로, 소명수행 의식 → 삶의 의미에 이르는 경로가 유의하지 않았다. 한편, 경쟁모형 1의 경우는 TLI=.900, CFI=.923으로 수용가능한 기준치 .9 이상으로 양호한 적합 도를 보였으나, RMSEA=.113으로 양호한 적합도 기준인 .10이하의 기준을 충족시키지 못하였다. 또한 경쟁모형 1의 경우 소명수행 의식→ 삶의 만족으로 가는 경로가 유의미하지 않았다. 경쟁모형 2의 적합도는 χ² = 164.63(df=70, N=196, p=.000), CFI= .949, TLI= .934, RMSEA= .080(90% 신뢰구간 .061-.080)을 보여 양호한 적합도 기준의 가이드라인을 충족시켰다. 또한 경쟁모형 2의 모든 경로는 통계적으로 유의미한 결과를 나타내었다. 따라서 연구모형과 경쟁모형 1보다는 경쟁모형 2가 본 연구의 자료의 특성을 더 잘 반영한다고 판단하여 경쟁모형 2를 최종 모형으로 채택하였다.

최종 모형의 모수 추정

최종 모형으로 채택한 경쟁모형 2의 모든 경로계수는 통계적으로 유의미하였다. 이 모형의 내생 잠재변수들의 설명력을 살펴보면, 소명수행 의식이 소명의식에 의해 설명되어지는 부분은 약 71.4%로 나타났다, 일의 의미가 소명의식에 의해 설명되는 양은 약 81.1%, 삶의 의미가 소명의식에 의해 설명되는 양은 약 78.4%, 직업만족이 소명의식, 소명수행 의식, 일의 의미에 의해 설명되어지는 양은 약 71.9%, 삶의 만족이 소명의식, 소명수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미, 직업 만족에 의해 설명 되어 지는 양은 약 68.2%로 나타났음을 알 수 있었다. 구체적인 결과를 제시하면 그림 5와 표 5와 같다.

매개 효과

Kline(1998)에 의하면 경로계수의 절대 값 크기가 .10보다 작으면 작은 효과를 나타내고, .10과 .30 사이면 중간 크기의 효과를, .30과 .50사이면 큰 효과 크기를 나타낸다. 소명의식, 소명수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미, 직업 만족이 삶의 만족에 미치는 총 효과와 직ㆍ간접 효과를 살펴본 결과, 소명의식은 소명수행 의식에 .85의 직접 효과를, 일의 의미에 .90의 직접 효과를 보였고, 삶의 의미에 .89의 직접 효과를 보여 모두 큰 효과크기를 나타내었다. 또한 소명의식은 직업 만족에 .79의 간접 효과, 삶의 만족에 .76의 간접 효과를 나타내어 큰 효과크기를 보였다. 소명수행 의식은 직업만족에 .42의 직접 효과를 나타내어 큰 효과 크기를 보였고, 삶의 만족에 .15의 간접 효과를 나타내어 중간 크기의 효과크기를 나타내었다. 일의 의미는 직업만족에 .49의 직접 효과를 나타내어 큰 효과크기를 보였고, 삶의 만족에 .17의 간접 효과를 나타내어 중간크기 의 효과크기를 나타내었다. 또한 삶의 의미는 삶의 만족에 .54의 직접 효과를 나타내어 큰 효과 크기를 보였고, 직업 만족은 삶의 만족에 .35의 직접 효과를 보여 큰 효과크기를 나타내었다.

한편, ‘소명수행 의식’, ‘일의 의미’, ‘삶의 의미’, ‘직업 만족’의 매개효과가 검증되기 위해서는 각 연구 변인들간 경로계수와 그에 따른 매개효과가 모두 유의미하다는 것이 입증되어야 한다(홍세희, 2001; Baron & Kenny, 1986). 따라서 소명의식과 삶의 만족에서 네 개의 매개변인들의 매개효과를 검증하기 위해서 구조모형 분석에서 유의하게 나온 경로들을 중심으로 부트스트랩 절차를 실시하였다. 매개효과 검증 결과는 표 6과 같다.

매개효과가 유의하게 나타난 경로를 살펴보면, ‘소명의식’→‘직업 만족’, ‘소명의식’→‘삶의 만족’, ‘소명수행 의식’→‘삶의 만족’, ‘일의 의미’→‘삶의 만족’으로 가는 간접 경로들로 나타났다. ‘소명의식’→‘직업 만족’, ‘소명의식’ →‘삶의 만족’ 경로의 매개효과는 유의수준 .001에서 유의하고, ‘소명수행 의식’→‘삶의 만족’, ‘일의 의미’→‘삶의 만족’으로 가는 경로의 매개효과는 .01에서 유의한 것으로 나타났다. 교사들의 ‘소명의식’은 직접적으로는 ‘소명 수행 의식’, ‘일의 의미’, ‘삶의 의미’ 수준을 높이고, 궁극적으로는 ‘직업 만족’ 수준을 높이며 ‘직업 만족’을 통해 ‘삶의 만족’ 수준을 높인다. 구체적인 결과를 제시하면 표 6과 같다.

본 연구에서는 교사의 직무스트레스를 관리하고 예방할 수 있는 개입 방안에 대한 모색으로서 소명의식이 직업 만족과 삶의 만족에 영향을 미치는 구체적인 심리적 기제를 파악 하고자 하였다. 교사를 대상으로 소명의식이 삶의 만족에 미치는 영향과 그 관계에서 소명 수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미, 직업 만족의 매개효과를 검증하고자 하였다. 이를 위하여 수도권 소재 중고등학교에 재직중인 교사들은 대상으로 설문조사하였다. 우선적으로 변인들과의 상관관계를 분석한 결과 변인들 간에 높은 수준의 정적 관련성을 나타냈으나, 다중공선성의 문제가 우려할 수준은 아니었다. 측정 모형 검증 후 구조 모형 검증을 위해 연구 모형의 적합도 지수를 산출한 결과, RMSEA가 양호한 적합도 수준을 충족시키지 못하였고, 소명수행 의식에서 일의 의미에 이르는 경로, 소명의식에서 삶의 만족도에 이르는 경로, 소명수행 의식에서 삶의 의미에 이르는 경로가 유의미하지 않았다. 이 경로들은 소명수행 의식이 일의 의미에 유의미한 영향을 미쳤던 Duffy 등(2013)의 연구 결과와 소명의식이 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미침을 보여 준 선행 연구 결과들을(Duffy et al., 2012; Hernandez et al., 2011; Peterson et al., 2009) 토대로 설정한 것이지만 결과는 일치하지 않았다. 단, 소명수행 의식이 삶의 의미에 미치는 영향력이 유의미하지 않은 것은 Duffy 등(2013)의 연구와 일치하는 결과이다. 모형의 적합도가 양호하지 않은 결과는 변인과 경로 수가 많음으로 인한 연구모형의 복잡성에서 비롯된 것으로 판단된다. 추후에는 보다 모형을 간결하게 구성하여 검증할 필요가 있다. 또한 상대적으로 선행 연구들에 비해 표본의 크기가 작았고, 척도들 또한 국내에서 타당화되지 않은 단축형 척도들이었던 만큼 측정의 한계가 있을 수 있다.

이 밖에 선행연구와 달리 직업 등을 통해 자신의 소명에 따른 삶을 살아가고 있다는 인식이 일의 의미와 삶의 의미에 대한 영향력에서 유의미하지 않다는 결과는 교사들의 경우 소명에 따라 살고 있다는 인식 그 자체는 일의 의미와 삶의 의미 구성에 직접적으로 영향을 미치지 못할 가능성을 시사한다. 그렇다면 이러한 결과가 초래되는 교직 고유의 특성이 있는지에 대한 탐색과 다른 직종에서도 유사한 결과가 나오는지에 대한 추후 검증 연구가 필요하다. 그러나 연구 참여자가 특정지역의 일부 교사들이었던 만큼 보다 많은 수의 다양한 표본을 대상으로 연구 결과의 일반화 가능성을 검증해야 할 것이다. 그리고 소명의식이 삶의 만족에 미치는 영향 역시 삶의 특정 영역으로서의 직업에서의 만족을 통해 간접적으로 영향을 미칠 것으로 가정할 수 있다. 하지만 이 역시 다양한 직업군을 대상으로 결과의 일반화 여부를 검증해야 하며 교직에 국한된 다면 어떠한 요인에 의해 이러한 결과가 초래 되는지에 대한 탐색도 필요하다.

또한, 경쟁모형 1의 경우 RMSEA가 양호한 적합도 수준을 충족시키지 못하였고, 소명수행 의식에서 삶의 만족에 미치는 경로가 유의미하지 않았다. 이 경로는 소명수행 의식이 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 Duffy 등(2013)의 연구 결과를 토대로 하였지만, 그 결과는 일치하지 않았다. 이러한 결과는 소명 수행 의식은 직접적으로 삶의 만족도에 영향을 미치기보다는 다른 매개변인을 통해 간접적으로 영향을 미칠 수 있음을 시사하는 것이다. 소명수행 여부는 스트레스와 후회 등의 감정과 관련성을 가지는데(Berg et al., 2010), 삶의 만족도라는 다소 포괄적인 구성개념보다는 소명수행 여부가 초래할 수 있는 보다 협의의 구체적인 사고와 정서 경험 등이 탐색되어야 한 개인의 소명이 그의 직업적 삶과 전반적 삶에 미치는 영향력을 알 수 있을 것이다.

최종적으로 경쟁모형 2만이 모든 적합도 지수에서 양호한 수준을 충족시켰고, 모든 경로가 통계적으로 유의미하여 최종 모형으로 선정되었다. 이는 소명의식이 한 개인의 소명수행 의식, 일의 의미, 삶의 의미 모두에 유의미한 영향을 미치고, 소명의식이 삶의 만족에 직접적인 영향을 미치기보다는 일의 의미, 소명수행 의식, 삶의 의미, 직업 만족을 통해 간접적으로 삶의 만족에 영향을 미침을 알 수 있다.

우선적으로 소명의식이 일의 의미와 직업만 족을 통해 삶의 만족에 영향을 미치는 경로를 살펴보면, 소명의식이 직업 만족도에 직접적인 영향을 미칠 수도 있지만 소명이 자신의 일에 목적과 의미를 부여하는 하나의 가치이기 때문에(Dik & Duffy, 2009) 일의 의미를 통해 직업 만족에 영향을 미칠 것이라고 설정한 가설은 검증되었다. 이는 개인이 부여하고 있는 일의 의미가 직무만족과 유의미한 관련성을 가짐을 검증한 장형석(2000)의 연구와 일맥 상통하는 것이다. 또한 일의 의미와 삶의 만족간에 직업 만족이 매개변인으로서의 역할을 하였는데, 결국 소명의식은 자신의 일에 의미를 부여하고 이러한 일에 대한 의미 부여가 영역특수적인 직업 만족도를 통해 궁극적으로 전반적인 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 이와 같은 소명의식이 삶의 만족을 초래하는 심리적 기제에 대한 탐색은 직업인의 삶의 질 혹은 삶의 만족도를 높이기 위하여 소명을 찾고 이러한 소명을 통 해 자신의 일에 의미를 부여하는 적극적인 과정이 필요함을 시사하는 것인데, 교사의 직무 스트레스와 소진 예방을 위한 상담과 교육에서 자신의 소명을 적극적으로 찾도록 격려하고 이러한 소명을 바탕으로 업무를 재구조화 하고 자신의 일에 대해 의미를 부여할 수 있도록 개입할 수 있을 것이다. 교사의 직업 만족 수준이 떨어지고 이러한 현상이 교육의 질 저하로까지 연결될 수 있는 사안이 될 수 있는 만큼(강학구, 1996) 교사 대상 연수교육에서 재교육 프로그램 외에 교사로서의 소명을 찾고 일에 의미를 부여하며 직무를 소명에 기반하여 적극적으로 재구조화할 수 있도록 하는 교육 프로그램을 운영할 수 있을 것이다. 이때 소명의식 및 소명수행 여부, 일의 의미 수준을 파악하고 어느 변인에 대한 개입이 필요한지에 대한 평가와 개입을 위한 다양한 전략 모색이 아울러 이루어져야 할 것이다. 더 나아가 진로교육과 상담에서 소명찾기의 도입을 시도할 수 있는데, 소명이라는 다소 추상 적이고 모호할 수 있는 개념의 도입은 스펙쌓기로 대변되는 일류 지향과 성취 중심의 압박 속에서 타인과 끊임없이 비교하고 경쟁해야 하는 우리사회에서 한 개인의 고유성과 개성을 존중하는 진로지도를 모색하는 시발점이 될 수 있을 것이다.

한편, 소명의식은 소명수행 의식을 통해서도 직업만족에 유의미한 영향을 미치고 궁극적으로 전반적인 삶의 만족도에 영향을 미쳤는데, 이는 자신의 직업 활동이 자신의 소명을 수행하는 것이라고 인식할 때 직업 만족도와 삶의 만족도가 상승함을 보여 주는 것이다. 즉, 자신의 소명을 수행할 수 있는 직업을 선택하는 것이 직업 만족도와 삶의 만족도 등을 향상시킬 수 있는 방법이 될 수 있음을 시사하는 것으로 직무스트레스 관리에서 교직이 자신의 소명에 따르는 직업인지에 대한 평가와 이후의 효과적인 대처전략이 무엇인지에 대한 탐색이 이뤄져야 할 것이다. 이뿐 아니라 진로지도 및 상담에서 자신의 소명 찾기와 이러한 소명을 수행할 수 있는 직업적 선택을 할 수 있도록 하는 방안이 마련되어야 할 것이다. 하지만 사실 이러한 매칭은 현실적인 어려움이 있는데, 자신의 소명을 수행할 수 있는 직업을 찾기에는 많은 현실적 제약이 있을 수 있기 때문이다. 즉, 한 개인의 직업 선택에서 개인적 차원의 소명수행만을 기준으로 하기에는 현대사회의 직업 환경은 매우 유동 적이고 다양한 변인의 영향을 받는다고 할 수 있다(유현실, 2013). 따라서 자신의 소명을 수행시킬 수 있는 직업 획득이 개인 및 사회적 여건으로 제약받을 경우, 다른 경로, 즉 자신의 일에 의미를 부여하고 자신의 업무를 소명에 기반하여 재구조화할 수 있도록 개입하고 촉진하는 것이 직업만족도를 높이고 궁극적으로 삶의 만족도를 높일 수 있을 것으로 가정할 수 있다. 현재 진로진학상담교사를 배치하는 등 학교 장면에서 진로 교육 및 상담에 대한 관심이 높아지고 있는데, 진로 교육에서 소명의식, 일의 의미, 삶의 의미 등 직업에 대한 새로운 조망 능력을 갖출 수 있도록 하는 진로 교육 프로그램 및 상담 전략이 개발되어야 할 것이다.

이 밖에 주요 경로인 소명의식과 삶의 의미, 삶의 만족 경로를 살펴보면, 애초에 연구 모형에서 선행 연구 결과를 토대로 소명의식과 삶의 만족도 간의 직접적인 경로를 가정하였으나 직접적인 경로를 설정하지 않은 경쟁 모형이 선택되었다. 이러한 불일치한 연구 결과는 소명의식이 삶의 만족 수준을 향상시킬 수 있다는 단순한 해석보다는 그러한 관계에 영향을 미칠 수 있는 다양한 변인들을 파악하고 그 영향력에 대한 탐색이 필요함을 보여 주는 것이다. 모형에서 소명의식은 삶의 의미를 통해 삶의 만족도에 영향을 미쳤는데, 소명의식은 삶의 의미를 추구하도록 하거나 부여하도록 촉진하고 이것이 궁극적으로 삶의 만족도에까지 영향을 미친다고 할 수 있다. 또한 최근 역경의 극복 및 성장, 정신건강 및 행복한 삶의 보호요인으로 삶의 의미가 주목을 받고 있지만(박선영, 권석만, 2012), 삶의 의미라는 개념의 포괄성과 합의의 어려움으로 경험적 연구와 상담 장면으로의 도입에 구체 적인 가이드라인이 필요한 실정이라고 할 수 있다. 본 연구에서 삶의 의미가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 소명의식이 선행 변인이 될 수 있음이 검증된 만큼 소명을 바탕으로 한 삶의 의미 구축을 가정하고 구체적으로 어떠한 전략과 방법이 도입될 수 있는지에 대한 모색이 시작되어야 할 것이다.

지금까지 중고등학교 교사를 대상으로 그들의 소명의식이 삶의 만족도에 영향을 미치는 심리적 기제에 대한 탐색을 위하여 일의 의미, 소명수행 의식, 삶의 의미, 직업 만족을 매개변인으로 하는 구조적 관계를 검증하였다. 소명의식이 궁극적으로 삶의 만족에 영향을 미치는 과정에서 다양한 매개변인들의 유의미한 역할이 검증된 만큼 교사의 직무스트레스와 소진 예방을 위한 상담적 개입과 프로그램 개발에서 스트레스 관리 내지 정서조절 전략의 학습 등 기법 중심의 개입 외에 보다 근본적으로 자신의 교사로서의 소명의식과 소명수행 의식, 일의 의미와 삶의 의미 등을 평가하고 개입할 수 있는 방법론이 모색되어야 할 것이다. 단, 본 연구는 수도권이라는 한정된 지역의 중고등학교 교사를 대상으로 한 만큼 연구 결과의 일반화에 제약이 있을 수 있는 만큼 일반 성인을 대상으로 한 추후 연구가 필요하다. 또한 연구모형이 아닌 경쟁모형이 채택되었는데, 본 연구의 분석에 활용된 참여자가 196명에 불과, 상대적으로 사례수가 적었던 만큼 추후 연구에서는 보다 많은 사례수를 확보하여 변인들의 구조적 관계에 대한 모형 검증을 실시해야 할 것이다.

마지막으로 본 연구의 의의는 최근 진로상담 영역에서 활발하게 연구되고 있는 소명의 식과 성장 및 행복한 삶을 위한 보호요인으로 주목받고 있는 삶의 의미 등을 포괄하였을 뿐 아니라 소명을 수행하고 있다는 인식, 즉 소명수행 의식이라는 변인을 추가하여 소명의식과 일의 의미, 직업 만족, 삶의 만족과의 관련성을 탐색하여다는 데 있다. 동시에 추상적인 소명의식이 구체적인 한 개인의 삶의 만족도에 영향을 미치게 되는 심리적 기제에 대한 시사점을 제공함으로써 교사의 직무스트레스 관리와 진로 교육 및 상담 장면에서 직업 만족도 및 삶의 만족도를 향상시키기 위한 보다 구체적인 개입 변인에 대한 함의를 제공하였다는 의의가 있다.