본 연구의 자료 수집은 본 연구자들이 소속된 대학의 학과연구심의위원회로 부터 사전 승인을 받아 서울과 지방에 위치한 4년제 대학에 재학 중인 학생 168명(남 50명, 여 118명)의 온라인 설문결과를 자료분석에 사용하였다. 이들의 평균 연령은 21.85세(SD=3.51)였고 학년별 분포는 1학년 32명(18.8%), 2학년 38명(22.4%), 3학년 44명(25.9%), 4학년 54명(31.8%)이었다. 연구 참여자들에게 통계처리를 위해 응답하게 되는 인구학적 질문과 변인 측정도구로 구성된 온라인 설문을 실시하였고 이 전과정은 학과연구심의위원회의 윤리규정을 준수하여 이루어 졌다.

진로결정 갈등상황 제시문

이 시나리오(부록 참조)는 대학생들이 흔히 경험할 수 있는 진로결정 갈등상황을 담고 있으며 대학생 11명을 대상으로 내용의 적절성 및 애매한 표현 등에 대한 피드백을 받고 최종 시나리오를 확정하였다. 그 후 이 시나리오가 진로결정 갈등상황을 얼마나 잘 대변하는지를 확인확인하기 위하여, 상담심리전공 박사과정 수료자 3명에게 7점 척도로 응답하게 하였다. 이 척도상의 점수가 높을수록 갈등상황을 잘 나타내며 갈등의 강도가 더 큰 것을 의미한다. 그 결과, 상담 관련 전문가들은 이 시나리오가 갈등상황을 나타내는 데 보통 이상으로 적절하며(M=6.67, SD=.58), 갈등의 정도도 꽤 강하다고 답하였다(M=5.67, SD=.58). 따라서 본 시나리오의 내용 타당도가 확립되었다고 볼 수 있다.

스트레스 대처전략

스트레스 대처전략을 측정하기 위하여 Amirkhan(1990)의 대처전략질문지(Coping strategy Indicator, CSI)를 신혜진과 김창대(2002)가 번안하여 타당화 작업을 거친 한국판 스트레스 대처전략 검사지(K-CSI)를 사용하였다. 총 33문항으로 문제해결중심, 회피형, 사회적 지지추구의 세 하위 척도로 나누어지며, 각각 11개 문항으로 구성되며, 리커트식 3점 척도(1=전혀 하지 않았음, 2=조금 했음, 3=많이 했음)로 표시하도록 되어 있다. 신혜진과 김창대(2002)의 연구에서 문항 간 내적합치도(이하 α계수)는 .85로 나타났고, 하위척도에 대한 신뢰도 계수는 각각 .90(문제해결중심 대처), .88(회피형 대처), .67(사회적지지 추구)였다. 본 연구에서는 .90(문제해결중심 대처), .70(회피형 대처), .80(사회적지지 추구)으로 나타났다.

본 연구에서는 스트레스 대처전략의 세 하위요인인 문제해결중심, 회피형, 사회적 지지추구를 각각의 단일 요인으로 나누어 모형을 설정하였다. 따라서 단일 요인으로 이루어진 잠재변수들을 구조방정식모형을 통하여 측정하기 위해 문항꾸러미(item parcel)를 구성하여 측정변수를 설정하였다. 이때 문항꾸러미를 설정하기 위해 각각 11문항으로 이루어진 세 하위요인에 대한 탐색적 요인 분석을 실시한 후, 문항들이 가진 요인부하량에 대한 순위를 부여하고 각각의 꾸러미가 동일한 부하량을 가질 수 있도록 문항들을 배분하였다.

진로결정자기효능감

진로결정자기효능감 수준을 측정하기 위하여 Taylor와 Betz(1983)가 개발한 진로결정자기효능감 척도(Career Decision Making Self Efficacy Scale; CDMSES)의 단축형인 CDMSES-SF(Betz, Klein, & Taylor, 1996)를 이기학과 이학주(2000)가 대학생 370명을 대상으로 타당화한 것을 사용하였다. CDMSES-SF는 자기평가, 직업정보, 목표설정, 미래계획, 문제해결 등 총 25개 문항의 5개 하위요인으로 구성된 척도로, (0=전혀 할 수 없다, 9=매우 자신있다)까지의 9점 리커트식 척도로 구성되어 있다. 신뢰도의 범위는 .73~.83이며, 전체 α계수는 .94였다. 이기학과 이학주(2000)의 연구에서 CDMSES-SF의 전체 α계수는 .92였으며, 하위 요인의 α계수는 .76(자기평가), .68(직업정보), .75(목표설정), .79(미래계획), .70(문제해결)으로 나타났다. 본 연구의 목적상 하위척도 점수대신 총점을 사용하였고 총점에 대한 Cronbach’s alpha 계수는 .94로 나타났다.

진로결정수준

진로결정수준 정도를 측정하기 위해서 Osipow, Carney, Winer, Yanico 및 Koschier(1976)의 진로결정수준검사(Career Decision Scale; CDS)를 고향자(1992)가 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 개인의 진로결정에 방해가 되는 장애요소를 확인하고 진로 결정정도를 측정하는 4점 리커트식 척도(1=전혀 그렇지 않다, 4=아주 그렇다)의 자기보고식 18문항과 자유반응형 1개 모두 19개의 문항으로 이루어져 있으며 점수가 높을수록 진로결정수준이 낮은 것을 의미한다. 본 연구에서는 진로결정수준을 측정하는 3-18문항, 총 16문항만을 분석에 사용하였다. 또한 변인이 진로결정수준임을 고려하여, 부정적인 문항으로 이루어진 모 척도의 점수를 역산하여 점수가 높을수록 진로결정수준이 높은 것을 의미하도록 사용하였다. Osipow등(1976)은 대학생을 대상으로 2주 간격으로 실시한 검사-재검사 신뢰도를 .90및 .82로 보고하였다. 고향자(1992)는 대학생을 대상으로 한 연구에서 α계수는 .86, 반분신뢰도는 .79 등으로 보고하였다. 본 연구에서의 Cronbach’s alpha 계수는 .87으로 나타났다.

참가자들은 제시된 갈등 시나리오를 읽고, 대처전략질문지, 진로결정자기효능감검사, 진로결정수준검사에 차례로 응답하였다.

진로결정 자기효능감이 스트레스 대처전략 세 하위요인(문제해결중심, 회피형, 사회적 지지추구)에 따라 진로결정수준에 영향을 주는지를 매개효과 검증을 통해 살펴보았다. 이러한 모형 검증을 위해 먼저 SPSS 15.0을 사용하여 기술통계 및 상관분석을 시행하였다. 그 후 AMOS 5.0을 이용하여 대처전략 세 하위요인, 진로결정수준, 진로결정자기효능감의 구조방정식 모형을 검증하였다. 이때, 자료가 정상분포 가정을 충족하는지를 살펴보았는데, West, Finch와 Curran(1995)이 제시한 기준에 의하면 각 변수의 왜도(skewness)와 첨도값(kurtoss)이 각각 절대값 2와 4를 넘지 않아 정상분포 가정을 충족하는 것으로 나타났다. 각 모형의 적합도를 평가하기 위해 검증과 TLI(tucker- Lewis Index), CFI(Comparative Fit Index), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)를 함께 살펴보았으며, 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Sobel(1982, 1986)의 Z 공식을 적용하였다. 또한 성차와 고/저학년 집단에 따른 각 변인 간의 관계 모형 및 경로계수의 차이가 있는 지를 검증하기 위해 다집단 분석(multi-group analysis)을 통해 성별, 고/저 학년 집단의 구조모형을 비교하였다.

본 연구에서 측정된 주요변인들의 평균과 표준편차 및 상관관계를 표 1에 제시하였다. 우선 대처전략들과 진로결정수준 간의 관계를 살펴보면, 진로결정수준은 회피형 대처와는 부적인 상관을(r=-.24, p<.01), 사회적 지지추구(r=.16, p<.05)와 문제해결중심(r=.31, p<.01) 대처전략과는 정적 상관을 보였다. 즉, 문제해결중심 대처전략과 사회적 지지추구 대처전략을 많이 사용할수록 높은 진로결정수준과 관련된다. 따라서 본 연구의 가설 1-1, 1-2, 1-3은 모두 지지되었다. 대처전략들 간의 관계를 살펴보면, 문제해결중심과 사회적 지지추구는 정적 상관을 보였으나(r=.26, p<.01), 회피형 대처는 문제해결중심 대처(r=-.09) 및 사회적 지지추구 대처(r=-.06) 중 어느 것과도 유의한 상관을 보이지 않았다.

대처전략 세 하위요인과 진로결정자기효능감의 관계를 보면, 문제해결중심 대처(r=.51, p<.01)와 사회적 지지추구 대처(r=.18, p<.05)는 정적 상관을, 회피형 대처(r=-.25, p<.01)는 부적 상관을 보였다. 한편 진로결정자기효능감과 진로결정수준은 정적 상관을 보였는데(r=.45, p<.01), 이는 높은 수준의 진로결정자기효능감이 높은 진로결정수준과 관련된다. 따라서 본 연구의 가설 2가 지지되었다.

Holmbeck(1997)이 제안한 매개효과 검증 절차에 따라 대처전략의 세 하위요인과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증하였다. 먼저 예측 변인인 대처전략의 세 하위요인인 문제해결중심, 회피형, 사회적 지지추구 대처전략이 진로결정수준에 영향을 미치는 경로(c)가 유의한지의 여부를 확인하였고, 다음으로 예측변인인 대처전략 세 하위요인이 매개변인인 진로결정자기효능감에 영향을 미치는 경로(a)와, 매개변인인 진로결정자기효능감이 진로결정수준에 영향을 미치는 경로(b)의 유의성을 살펴보았다. 그 결과, a와 b 두 경로는 모두 유의하였으나 예측변인인 대처전략의 세 하위요인 중 사회적 지지추구 대처전략은 진로결정자기효능감에 이르는 경로가 유의하지 않은 것으로 나타났다. 또한 경로 c, 즉 직접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 따라서, 이론모형인 부분 매개모형은 지지되지 않았으며 진로결정자기효능감의 완전 매개효과가 있는 것으로 나타났다(그림 3).

위 매개모형에서 예측변인인 대처전략 세 하위요인과 결과변인이 진로결정수준사이의 경로계수를 0으로 제약할 때(완전 매개모형)와 제약하지 않을 때(부분 매개모형)로 나누어 살펴보았다. 먼저, 진로결정자기효능감의 완전 매개모형을 검증했을 때 모형 적합도는 (83)=113.68, p = .014, RMSEA=.047(90% 신뢰구간, CI: .022- .067), CFI=.978, TLI=.972로 나타나 매우 적합하였고, 부분매개모형도 (80)=109.13, p=.017, RMSEA=.046(90% CI: .021-.067), CFI=.979, TLI=.973으로 나타나 매우 적합하였다. 따라서 두 모형 모두 좋은 적합도를 보였으나, 설명량, 경로계수의 유의성과 모형의 간명성을 고려해 볼 때 완전 매개모형이 보다 더 적합한 것으로 판단하였다.

구체적으로, 이 결과는 대처전략들과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감이 매개 변인으로 작용하고 있음을 보여주는데, 대처전략의 세 하위요인 간에 차이가 있었다. 즉, 세 하위요인 중 문제해결중심 대처전략과 회피형 대처전략은 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 완전 매개효과를 보였으나, 사회적 지지추구 하위요인에서는 진로결정자기효능감이 매개효과를 보이지 않는 것으로 나타났다. 이는 대처전략과 진로결정수준 간에 진로결정자기효능감이 매개효과를 보이는데 대처전략의 하위 요인에 따라 매개효과의 유의성에서 차이가 있음을 보여준다. 추가적으로 표준오차를 고려했을 때 완전 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel 검증을 실시하였다. Sobel의 Z공식에 의하면, Z값이 산출된 임계치인 ±1.96에 비교하여 p<.05 수준에서 임계치보다 클 경우 매개효과가 유의하다는 것을 의미한다. 분석 결과, 대처전략과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과가 유의한 것으로 나타났다.1) 따라서 가설 3은 사회적 지지추구 대처전략의 경우를 제외하고 지지되었다.

아울러 본 연구의 가설모형, 즉 대처전략, 진로결정자기효능감, 진로결정수준으로 이행되는 경로와 경쟁하는 대안모형, 즉 진로결정자기효능감, 대처전략, 진로결정수준으로 이행되는 경우를 비교한 결과는 표 2와 같다.

두 모형을 비교한 결과, 모형의 적합도는 비슷하였으나(표 2) 모형 1에서는 진로결정자기효능감의 매개효과가 나타났지만, 모형 2에서는 대처전략의 세 하위요인 모두 매개효과가 나타나지 않았다. 이는 대처전략이라는 행동 자체가 직접적으로 진로결정수준에 영향을 미치는 것이 아니라 진로결정자기효능감이라는 인지적인 매개변인을 거쳐 간접적으로 진로결정수준에 영향을 준다는 것으로 해석할수 있다. 따라서 사회인지진로이론(SCCT)에 기반하여 모형을 설정한 본 연구의 연구모형이 더 적합한 모형임을 확인하여 최종연구모형으로 설정하였다.

성별에 따라 대처전략과 진로결정수준, 진로결정자기효능감의 관계 모형 및 경로계수에 차이가 있는지를 탐색적으로 확인하기 위해 집단별 분석을 실시하였다. 남학생 집단과 여학생 집단이 동일한 형태의 모형 구조를 갖는지를 확인하기 위해 각 집단별로 연구모형의 경로계수의 유의성과 적합도를 검증하였다. 검증 결과, 모형 적합도는 x²70)=220.172, p=.006, CFI=.965, TLI=.957, RMSEA=.042(90% CI:. .024-.057)로 나타나, 매우 적합하였다.

모형 내 모수추정치를 살펴본 결과, 여학생 집단의 경우(그림 4) 대처전략과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과가 유의한 것으로 나타났으며, 전체집단의 모형 검증과 마찬가지로 대처전략의 하위요인 중 문제해결중심 대처전략과 회피형 대처전략이 진로결정수준 간 관계에서 진로결정자기효능감의 완전 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 그러나 남학생 집단의 경우(그림 5), 남녀를 합친 전체모형의 경우와는 달리 매개변인인 진로결정자기효능감과 진로결정수준 간의 관계가 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 예측변인인 대처전략과 진로결정자기효능감의 관계에서 대처전략의 하위요인 중 문제해결중심 대처전략과 사회적 지지추구 대처전략만이 유의한 것으로 나타났다(표 4).

이는 전체모형에서 나타난 진로결정자기효능감의 완전 매개효과가 남학생집단에서는 나타나지 않은 것을 확인할 수 있으며, 성차 모형검증을 통해 남학생과 여학생 집단에 따라 매개변인인 진로결정자기효능감의 효과가 다른 것으로 설명할 수 있다.

학년에 따라 대처전략과 진로결정수준, 진로결정자기효능감의 관계 모형 및 경로계수에 차이가 있는지를 검증하기 위해 저학년 집단 (1, 2학년)과 고학년(3, 4학년) 집단으로 구분한 뒤 각 집단에 대한 관계 모형 적합도 및 경로계수의 유의성을 검증하였다. 검증결과 저학년 집단의 모형 적합도는 x²(170)=232.08, p = .001, CFI .957, TLI=.947, RMSEA=.047(90% CI: .030-.061)로, 매우 적합한 것으로 나타났다. 모형 내 모수추정치를 살펴본 결과, 대처전략과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과가 유의한 것으로 나타났다(그림 6). 전체집단의 모형 검증과 마찬가지로 대처전략의 하위요인 중 문제해결중심 대처전략과 회피형 대처전략이 진로결정수준 간 관계에서 진로결정자기효능감의 완전 매개효과가 있는 것으로 나타났다.

그러나 고학년 집단의 경우, 전체 집단 및 저학년 집단과는 달리, 대처전략과 진로결정수준 간 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과는 나타나지 않았다(그림 7). 분석 결과를 보면 대처전략의 하위요인 중 문제해결중심 대처전략만이 진로결정자기효능감에 유의한 영향을 보였고, 사회적 지지추구 대처전략과 회피형 대처전략이 진로결정자기효능감으로 이행하는 경로는 유의하지 않았다. 또한 전체 집단과 저학년 집단에서는 대처전략과 진로결정수준 간의 경로가 유의하게 나타나지 않았지만, 고학년 집단의 경우, 대처전략의 하위차원 중 회피형대처전략에서 진로결정수준으로 가는 경로가 유의하게 나타났다(표 5). 이는, 저학년 집단과는 달리 고학년 집단이 회피형대처전략을 사용할수록 진로결정수준이 유의하게 높아지는 것으로 설명할 수 있다.

1)Z=2.268(회피형 대처), -3.287(문제해결중심 대처), -0.496(사회적 지지추구) ps<.01.

본 연구에서는 대학생에게 중요한 스트레스원인 진로결정에 이르는 과정을 설명하기 위해 사회인지진로모형에 기초하여 스트레스 대처전략과 진로결정수준 간의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증하고, 검증된 매개모형을 바탕으로 성차와 학년에 따른 차이를 살펴보기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 본 연구가 시사하는 바는 다음과 같다.

첫째, 스트레스대처전략의 세 하위요인이 진로결정수준에 미치는 과정에서 진로결정자기효능감의 영향력이 대처전략의 하위요인에 따라 차이를 보였다. 구체적으로, 문제해결중심 대처전략, 회피형 대처전략은 진로결정자기효능감을 매개로 진로결정수준에 영향을 주었지만 사회적 지지추구 대처전략은 진로결정자기효능감의 매개효과가 나타나지 않았다. 이는 진로결정자기효능감이 개인의 진로결정을 하는데 중요한 역할을 한다는 Lent와 Hackett(1987)의 이론을 지지하는 결과이며, 대학생의 진로결정수준에 진로결정자기효능감과 정서지능이 직접적으로 영향을 준다는 결과(이광희, 2008)와는 부분적으로 일치한다. 그러나 스트레스 상황에서 문제해결중심 대처와 회피형 대처가 진로결정수준에 직접적으로 영향을 미친다는 연구결과(박선희, 박현주, 2009)와는 다소 차이가 있었다. 이를 통해 본 연구에서는 대처전략 자체가 진로결정수준에 영향을 주는 것이 아니라 문제접근적인 대처전략을 사용함으로써 진로결정자기효능감을 높여주어 진로결정수준에 영향을 미칠 수 있음을 확인하였다. 이러한 경로를 통하여 진로결정에 대한 자기효능감의 중요한 역할을 부각시켰다는데 의의가 있다. 또한 Bandura(1977)의 자기효능감 이론에 의하면 자기효능감을 발달시키는 데에 기여하는 개인의 경험 중 수행성과의 달성 여부가 매우 중요한 역할을 하는데 이는 과거 성공적인 수행경험으로 형성된 자신감이 행동의 실행을 결정한다고 보았다는 점에서 본 연구의 결과와 맥락을 같이하고 있다. 즉, 문제를 적극적으로 해결하려는 문제해결중심 대처전략을 사용하는 것이 자기효능감을 높여주어 진로결정수준에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 보여주고 있다. 이는 Heppner 등(2002)에서 나타난 결과, 즉 문제해결에 대한 자신감이 낮아서 문제상황을 회피하여 심리적인 부적응을 낳는 것이 아니라 문제상황을 회피하기 때문에 문제해결에 대한 자신감을 갖지 못하게 되고 이것이 심리적인 부적응을 유발하는 것과도 일관되는 결과이다. 나아가 일반 심리적 부적응의 문제뿐 아니라 진로결정의 문제에도 이와 같은 모형이 적용된다는 점에서 기존의 연구 결과를 확인 및 확장했다는 의의가 있다.

둘째, 검증된 매개모형을 바탕으로 성별차이를 확인한 결과, 여학생집단은 전체집단과 동일하게 문제해결중심 대처전략과 회피형 대처전략이 진로결정자기효능감을 매개로 진로결정수준에 유의한 영향을 주었다. 하지만 남학생집단은 문제해결중심 대처전략과 사회적 지지추구 대처전략만이 진로결정자기효능감에 직접적으로 유의한 영향을 주어 진로결정수준을 매개하는 효과는 없었다. 이는 학업 우수 남학생 집단에서 진로장벽과 진로포부의 관계에서 학업효능감의 매개효과가 없었다는 연구결과(유성경, 홍세희, 이아라, 2006)를 부분적으로 지지하지만 본 연구에 참여한 남자 대학생 집단은 선행연구와 달리 학업 우수 학생을 대상으로만 한 것이 아니라는 점에서 차이를 보인다. 그러나 본 연구에서 확인한 일반 남자 대학생들이 진로결정에 있어서 진로결정자기효능감의 영향이 여학생에 비해 적을 수 있다는 경향성을 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 또한 남학생의 경우 진로발달과정에서 직업에 대한 구체적인 정보를 추구하는 능력, 주변 사람들에게 적극적으로 도움을 요청하는 능력이 진로결정자기효능감을 높여주는데 여학생에 비해 더 중요할 수 있으며, 남학생의 진로결정수준에 영향을 미치는 데 있어서 진로결정자기효능감보다 더 중요한 역할을 하는 매개변인이 있을 수 있으므로 남학생 집단의 진로를 결정하는데 영향력을 미칠 수 있는 추가적인 변인을 탐색하는 것이 필요하다.

셋째, 검증된 매개모형을 바탕으로 학년차이를 확인한 결과, 저학년 집단은 전체집단과 동일하게 문제해결중심 대처전략과 회피형 대처전략이 진로결정자기효능감을 매개로 진로결정수준에 유의한 영향을 주었으나 고학년 집단은 문제해결중심 대처전략만이 진로결정자기효능감에 직접적으로 유의한 영향을 주었을 뿐, 진로결정수준에는 유의한 영향을 주지 않았다. 이러한 결과는 저학년보다 진로선택을 현실적으로 지각하는 고학년 집단의 특성을 반영하는 것으로, 고학년 학생들은 취업시기가 되면 진로에 대한 부담감이 가중될 가능성이 높으며, 저학년에 비해 개인적인 선호 이외에도 여러 가지 현실적인 여건을 고려하여 직업을 선택해야 하므로 진로결정자기효능감이 높다고 하더라도 최종적으로 진로를 결정하는데 있어서는 그 영향력이 저학년에 비해 크지 않을 수 있음을 시사한다.

본 연구의 결과는 진로상담 측면에서 다음과 같은 시사점을 제공한다. 먼저 개인이 진로와 관련된 활동을 수행하는 능력은 스스로가 가지고 있는 진로에 대한 신념, 즉 자기효능감에 의해 결정되며(하동희, 2005), 진로와 관련하여 직면한 문제에 대하여 어떠한 방식으로든 직접적인 접근전략을 사용하는 사람은 진로결정자기효능감을 높이며, 이를 통해 진로결정수준을 높이는 데에도 간접적인 효과를 기대할 수 있다는 시사점을 제공한다. 따라서 대학생들의 진로상담 개입 시, 그들이 우선적으로 진로관련 문제 상황에 대해 선택할 수 있는 다양한 문제해결방식을 모색하게 함으로써 직접적인 행동접근을 통해 문제해결에 대한 자신감을 향상시켜 진로결정자기효능감을 높일 수 있는 개입방식이 유용할 것으로 보인다. 또한 본 연구의 학년과 성별에 따른 연구결과를 토대로 대학생들이 좀 더 객관적이고 정확하게 자신을 이해하며 진로를 결정하고 그에 맞는 진로준비행동을 할 수 있도록 진로상담개입 시 학년과 성별에 따른 차별적 처치와 조력방안을 마련해야 할 것이다. 특히 남학생 집단의 경우 사회적 지지 추구 대처전략과 같이 직업에 대한 구체적인 정보를 탐색하거나 주변 사람들에게 도움을 요청하려는 노력 등이 진로결정자기효능감을 높이는 데 직접적인 영향을 주었다는 점에서 여학생과 차이를 보였다. 따라서 진로상담 시 남학생들은 부모, 선배, 친구 등 진로방향에 대한 구체적인 정보나 조언을 제공받을 수 있는 지지망을 적극 활용하여 세부적인 진로준비계획을 수립하는 것을 도와주는 것이 바람직하며, 자신의 흥미와 적성에 부합하는 직업에 관련되어 있는 멘토에 의한 집중적인 멘토링 교육을 받는 것이 효과적일 것이다. 여학생 집단은 진로결정자기효능감이 진로를 결정하는 데 있어서 매우 중요한 역할을 하는데 이는 여학생들이 현재의 성공적인 수행경험이나 성취능력에 대한 자신감이 진로결정에 있어 중요한 인지적 요인이기 때문에 학업을 수행하거나 진로 준비를 하는 현재의 노력에 더 집중하여 스스로 잘 할 수 있는 사람이라는 자아인식을 갖도록 조력해주는 것이 필요함을 시사한다. 학년차와 관련해서 고학년 집단에게는 효능감이라는 인지적 요인보다 구체화된 진로탐색을 통해 직업에 대한 다양한 정보, 진로의 사회적 목표와 기능, 진로준비에 필요한 구체적인 지침을 제공해주는 것이 이들의 진로결정에 있어서 더 효과적일 수 있다.

본 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 연구 참여자의 절반이상이 심리학과 소속의 대학생이었는데 학과의 특성상 여성의 분포가 더 많고 남성의 수가 적어 일반인에 적용하는 데에는 다소 제약이 있다. 특히 남학생의 사례수가 50명에 불과하여 통계적 검증력이 충분치 않을 가능성이 높기 때문에 성차에 대한 결과는 잠정적으로만 해석해야만 한다. 추후 연구에서는 보다 많은 남학생 사례수를 확보하여 검증을 해야 할 필요가 있다. 둘째, 소재한 대학교가 서울 및 지방에 위치하여 지역적인 특성이 반영되었을 수 있다. 셋째, 표집의 편의를 위해 연구 참여자를 대학교 1학년부터 4학년까지 모두 포함하였고, 예상되는 한계점을 보완하고자 가상 시나리오를 읽게 하여 참여자 모두에게 진로 갈등 상황을 떠올리게 하여 설문에 응답하도록 하였다. 하지만 제시된 상황에 대한 몰입의 정도가 개인마다 차이를 보일 수 있기 때문에 추후 연구에서는 시나리오에 대한 몰입도를 평정하는 문항을 추가하여 연구에 반영하도록 해야 할 것이며, 가능하면 실질적으로 취업을 앞둔 시점에서 진로선택에 대해 깊이 고민할 가능성이 많은 고학년 혹은 졸업예정자들을 대상으로 연구할 필요가 있을 것으로 보인다.

이와 같은 한계가 있음에도 불구하고 본 연구는 지금까지 선행연구들이 진로결정 장면에서 예측변인으로 인지적 개념들을 주로 연구한 것과 달리 행동적 요인인 대처전략을 예측변인으로 살펴봄으로써 기존의 인지적 개념들에 치우쳐 있던 연구들을 보완하였다는 데에 의의가 있다. 이는 문제중심적 대처전략을 사용하는 학생들이 그러한 행동전략을 사용함으로써 자기효능감이 높아지고, 높은 자기효능감이 진로결정수준을 높이는데 기여할 수 있다는 것을 확인함과 동시에, 대처전략과 진로결정수준 간에 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증하여 상관관계로는 파악할 수 없었던 변인들의 영향력과 경로를 확인하였고, 대처전략이 진로결정수준에 미치는 간접효과를 검증하였다는 데에 의의가 있다.