본 연구는 서울과 경기도 소재 4년제 대학교에서 재학 중인 여대생 380명을 대상으로 하였다. 이 중 다수의 문항을 빠뜨리고 응답하거나 인구통계학적 응답을 생략한 설문 및 무작위로 응답한 것으로 보이는 설문을 제외한 총 365부를 분석에 사용하였다. 분석에 포함된 응답자 중 여자 대학교의 학생은 279명(76.4%), 남녀공학 대학교의 학생은 86명(23.6%)이었으며, 학년은 1학년 84명(23.0%), 2학년 78명(21.4%), 3학년 118명(32.3%), 4학년 (85명(23.3%)이었다. 전공은 인문과학계열 53명(14.5%), 사회과학계열106명(29.0%), 경영계열 51명(14.0%), 이공계열 41명(11.2%), 사범계열 47명(12.9%), 예체능계열 67명(18.4%)이었다.

자아정체감

자아정체감 수준을 측정하기 위해 박아청(1996)이 개발한 한국형 자아정체감 검사 내용을  신순란(1999)이 수정‧보완한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 48문항으로 주체성 8문항, 자기수용성 8문항, 미래확신성 8문항, 목표지향성 8문항, 주도성 8문항, 친밀성 8문항으로 구성되어 있다. 5점 Likert 척도이며 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 많이 그렇다’로 응답하는 자기보고식 척도이다. 대학생을 대상으로 한  신순란(1999)의 연구에서 6개 하위 척도의 Cronbach's α는 .79 ∼ .86이었고, 본 연구에서 Cronbach's α는 주체성 .81, 자기수용성 .83, 미래확신성 .92, 목표지향성 .82, 주도성 .86, 친밀성 .87로서 양호한 것으로 나타났다.

진로정체감

진로정체감 수준을 측정하기 위해서 본 연구에서는 김봉환과 김계현(1997)이 한국어로 번안한 한국형 진로정체감 척도를 사용하였다. 본 검사는 점수가 높을수록 진로 정체감이 낮은 것으로 구성되어 있으나, 본 연구에서는 진로 정체감의 발달 수준을 측정한다는 본래의 취지를 살리기 위하여 역으로 채점하여 총 점수가 높을수록 진로에 대한 보다 명확한 그림이 있음, 즉 진로 정체감이 높음을 의미한다. 총 18문항으로 이루어져 있고, 채점은 4점 Likert 척도 상에서 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 4점 ‘아주 그런 편이다’로 응답하였다. 대학생을 대상으로 한 김봉환과 김계현(1997)의 연구에서 Cronbach's α는 .89로 나타났으며, 본 연구에서는 .92로서 매우 양호한 것으로 나타났다.

다중역할 계획에 대한 태도

가정과 진로 간의 갈등에 대하여 인식하고 이를 적절히 준비하는 정도를 측정하기 위해 본 연구에서는 Weitzman(1994)이 개발한 다중역할 계획에 대한 태도 척도를 양은주와 한종철(1999)가 번안‧수정한 척도를 사용하였다. 본 검사의 하위 척도에서의 높은 점수는 일과 가정의 균형에 대한 더 계획적이고 현실적인 경향을 나타낸다(Peake & Harris, 2002). 이 척도는 총 40문항으로 지식/확신성 10문항, 몰입 10문항, 독립성 10문항, 개입 10문항으로 구성되어 있으며, 이 중 선행연구(양은주, 한종철, 1999)에서 지식/확신성 차원만이 진로결정수준에 영향을 주는 것으로 나타났으므로, 본 연구에서는 지식/확신성 차원만을 사용하였다. 5점 Likert 척도이며, 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 그렇다’로 응답하는 자기보고식 척도이다. 여대생을 대상으로 한 양은주와 한종철(1999)의 연구에서 지식/확신성 차원의 Cronbach's α는 .75로 나타났으며, 본 연구에서는 .82로서 비교적 양호한 것으로 나타났다.

진로결정수준

자신의 진로를 결정한 정도를 측정하기 위해 본 연구에서는 탁진국과 이기학(2001)이 개발한 한국진로미결정 척도를 사용하였다. 본 검사는 점수가 높을수록 진로미결정의 정도가 강함을 의미한다. 그러나 본 연구에서는 ‘진로결정수준’을 알아보고자 하는 취지를 살리기 위해 문항을 역으로 채점하여 총 점수가 높을수록 진로결정수준이 높음을 의미한다. 또한, 각 하위척도의 총점이 높을수록 해당 미결정 요인을 적게 경험하고 있음을 나타낸다. 총 22문항으로 직업정보 부족 6문항, 자기명확성 부족 4문항, 우유부단한 성격 4문항, 필요성인식 부족 4문항, 외적장애 4문항으로 구성된다. 대학생을 대상으로 한 탁진국과 이기학(2001)의 연구에서 Cronbach's α는 직업정보 부족 .83, 자기명확성 부족 .88, 우유부단한 성격 .72, 필요성인식 부족 .62, 외적 장애 .60으로 나타났으며, 본 연구에서는 직업정보 부족 .87, 자기명확성 부족 .88, 우유부단한 성격 .80, 필요성인식 부족 .73, 외적 장애 .65로서 비교적 양호한 것으로 나타났다.

본 연구에서는 SPSS 18.0 통계 프로그램을 이용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 각 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 문항내적일치도 Cronbach's α 계수를 확인하였다. 둘째, 수집된 자료들의 일반적인 경향성을 파악하기 위한 평균과 표준편차를 살펴보고, 변인들 간의 관련성을 알아보기 위해 상관분석을 실시하였다. 셋째, 여대생의 자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 진로정체감이 매개변인의 역할을 하는지 검증하기 위해 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 방법에 따라 위계적중다회귀분석(hierarchical multiple regression analysis)을 실시하였다. 또한, 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시하였다(조영일, 2012). 넷째, 여대생의 자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 다중역할계획에 대한 태도가 매개변인의 역할을 하는지 검증하기 위해 위의 방법과 동일하게 매개효과 분석을 실시하였다.

본 연구의 주요 변인인 자아정체감, 진로정체감, 다중역할 계획에 대한 태도, 진로결정수준의 일반적인 경향과 그 특성을 알아보기 위해 각 변인과 그 하위 요인들에 대한 평균, 표준편차, Pearson 상관계수를 살펴보았으며, 그 결과는 표 1에 제시하였다.

분석 결과, 자아정체감은 진로정체감(r=.65, p<.01), 다중역할 계획에 대한 태도(r=.42, p<.01), 진로결정수준(r=.71, p<.01)과 정적으로 유의미한 관련성이 있었다. 즉, 자아정체감이 높은 사람일수록 진로와 관련한 자아상이 뚜렷하고 다중역할 계획에 대하여 잘 준비하고 있으며 자신의 진로에 대하여 확신하고 있는 정도가 높아짐을 의미한다.

진로정체감은 다중역할 계획에 대한 태도(r=.37, p<.01), 진로결정수준(r=.76, p<.01)과 정적으로 유의미한 관련성을 나타냈으며, 다중역할 계획에 대한 태도는 진로결정수준(r=.40, p<.01)과 정적으로 유의미한 관계가 있었다.

자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 진로정체감의 매개효과

매개효과를 검증하기에 앞서 중다회귀분석의 가정이 위배되지 않았는지 확인하였다. 변인들의 Tolerance 값이 .58∼1로 .1 보다 확연히 크고, VIF 값이 1∼1.73으로 10 보다 현저히 작았으므로 다중공선성(multicollinearity)의 문제가 없는 것으로 확인되었다. Durbin-Watson 계수는 1.85∼1.88로 2에 근접하여 오차항의 독립성 가정 역시 지켜지는 것으로 나타났다.

매개효과 검증 1단계에서 독립변인인 자아정체감은 매개변인인 진로정체감을 유의하게 설명하였고(ß=.65, p<.001), 2단계에서 독립변인인 자아정체감은 종속변인인 진로결정수준을 유의하게 설명하는 것으로 나타났다(ß=.71, p<.001). 3단계에서 진로정체감을 매개변인으로 투입하자 진로정체감이 진로결정수준에 유의한 영향을 미치면서(ß=.51, p<.001), 독립변인인 자아정체감의 종속변인인 진로결정수준에 대한 영향이 여전히 유의하지만(ß=.38, p<.001), 2단계보다 회귀계수가 감소한 것으로 나타났다. 그러므로 진로정체감은 자아정체감이 진로결정수준에 미치는 영향을 부분적으로 매개하였다고 볼 수 있다.

보다 정확하게 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과, Z값이 9.94(p<.05)로 산출되어 자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 진로정체감의 매개효과가 유의함을 확인하였다.

매개변인의 영향을 통제하였을 때, 자아정체감이 진로결정수준을 설명하는 정도는 50.7%에서 8.4%로 감소하였다. 그리고 진로정체감과 자아정체감이 함께 진로결정수준을 설명하는 정도는 총 65.6%였다(R²=.656).

자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 진로정체감의 매개효과를 나타낸 결과를 표 2에 제시하였으며, 자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 진로정체감의 매개모형과 표준회귀 계수를 그림 1에 제시하였다.

자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 다중역할 계획에 대한 태도의 지식/확신성 차원의 매개효과

매개변인인 다중역할 계획에 대한 태도의 하위차원들은 서로 상관이 낮아서 하나의 구인이기 보다는 서로 다른 척도일 가능성이 있으며, Baron과 Kenny의 매개효과 검증 조건으로 매개변인은 종속변인과 관련성이 있어야 하는데, 하위 차원들 중에서 지식/확신성 차원만이 종속변인인 진로결정수준과의 상관이 유의미하므로, 지식/확신성 차원만을 분석에 사용하였다.

매개효과를 검증하기에 앞서 중다회귀분석의 가정이 위배되지 않았는지 확인하였다. 변인들의 Tolerance 값이 .82∼1로 .1 보다 확연히 크고, VIF 값이 1∼1.22으로 10 보다 현저히 작았으므로 다중공선성(multicollinearity)의 문제가 없는 것으로 확인되었다. Durbin-Watson 계수는 1.88∼1.98로 2에 근접하여 오차항의 독립성 가정 역시 지켜지는 것으로 나타났다.

매개효과 검증 1단계에서 독립변인인 자아정체감은 매개변인인 지식/확신성 차원을 유의하게 설명하는 것으로 나타났으며(ß=.42, p<.001), 2단계에서 독립변인인 자아정체감은 종속변인인 진로결정수준을 유의하게 설명하는 것으로 나타났다(ß=.71, p<.001). 3단계에서 지식/확신성 차원을 매개변인으로 투입하자 지식/확신성 차원이 진로결정수준에 유의한 영향을 미치면서(ß=.12, p<.001), 독립변인인 자아정체감의 종속변인인 진로결정수준에 대한 영향이 여전히 유의하지만(ß=.66, p<.001), 2단계보다 회귀계수가 감소한 것으로 나타났다. 그러므로 지식/확신성 차원은 자아정체감이 진로결정수준에 미치는 영향을 부분적으로 매개하였다고 볼 수 있다.

보다 정확하게 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과, Z값이 2.78(p<.05)로 산출되어 자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 지식/확신성 차원의 매개효과가 유의함을 확인하였다.

매개변인의 영향을 통제하였을 때, 자아정체감이 진로결정수준을 설명하는 정도는 50.7%에서 36.1%로 감소하였다. 그리고 지식/확신성 차원과 자아정체감이 함께 진로결정수준을 설명하는 정도는 총 51.8%였다(R²=.519).

자아정체감과 진로결정수준의 관계에서 지식/확신성 차원의 매개효과를 나타낸 결과를 표 3에 제시하였으며, 자아정체감과 진로결정수준간의 관계에서 다중역할 계획에 대한 태도의 지식/확신성 차원의 매개모형과 표준회귀계수를 그림 2에 제시하였다.

본 연구에서는 여대생 집단에 대한 자아정체감과 진로결정수준 간의 관계를 보다 분명하게 살펴보고자 이러한 과정을 매개하는 변인들의 영향력을 살펴보았다. 이를 위해 선행 연구들을 통해 여성의 진로 결정에 있어 중요한 변인으로 확인된 진로정체감 변인과 다중역할 계획에 대한 태도의 지식/확신성 차원변인이 각각 어떠한 매개 효과를 보이는지를 검증하였다. 본 연구의 결과를 바탕으로 주요 시사점을 논하면 다음과 같다.

첫째, 진로정체감이 자아정체감과 진로결정 수준과의 관계에서 부분적으로 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 자아정체감이 그 자체로 진로에 대한 결정 수준을 높이는 데 기여함과 동시에, 자아정체감이 높을수록 진로에 대한 상이 뚜렷해짐으로써 자신의 진로에 대하여 더욱 확신을 느끼는 것으로 밝혀졌다. 특히 각 변인들의 진로결정수준에 대한 설명력을 살펴보았을 때, 자아정체감이 진로정체감을 통하여 진로결정수준을 설명하는 양이 57%로서 자아정체감이 8%의 직접적인 설명력을 갖는 것과 비교하여 월등히 높은 설명력을 보였다. 이는 여대생의 진로정체감이 진로결정수준을 설명하는 데 중요한 변인임을 확인한 이복희(2007)의 연구 결과와 일치한다. 따라서 본 연구 결과를 통해 여성의 진로 상담에 있어서 자기 자신에 대한 이해를 바탕으로 자신에게 적합한 직업적 상을 발달시키는 일이 중요함을 알 수 있다.

둘째, 다중역할 계획에 대한 태도 중 지식/확신성 차원이 자아정체감과 진로결정수준 간의 관계에서 부분적으로 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 자아정체감이 그 자체로 진로에 대한 결정 수준을 높이는 데 기여함과 동시에, 자아정체감이 높을수록 앞으로 다가 올 다중역할이라는 발달적 과업에 대한 태도가 성숙해짐으로써 자신의 진로에 대하여 더욱 확신을 느끼는 것으로 밝혀졌다. 이러한 결과는 다중역할을 수행하기 위해 어떤 계획과 준비가 필요한지 알고 있고 다중역할을 병행하는 여러 방법들을 준비할 수 있다고 확신할수록 여대생의 진로결정수준이 높아진다는 양은주와 한종철(1999)의 선행연구결과와 일치하며, 더 나아가 이를 위해서는 자아정체감 발달의 선행이 필요함을 확인할 수 있다. 따라서 앞으로 여대생을 대상으로 한 진로상담에서 확고한 자아정체감 발달을 기반으로 하여 다중역할에 필요한 계획들을 현실적으로 인식하고 이를 대비할 수 있다는 자신감을 증진시키도록 조력하는 것이 필요함을 알 수 있다.

이상의 결과들을 종합하여 본 연구의 의의를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 그 동안 진로 발달에 관련한 연구들은 대부분 남성과 여성의 구분 없이 공통된 진로 결정 과정을 공유하는 것으로 가정되어 왔으며, 여성 진로와 관련된 변인들을 탐색하는 연구들은 실시되어 왔으나, 그에 비해 여성의 독특한 진로 발달 과정을 살펴보는 연구는 미흡하였다. 특히, 자아정체감의 경우 남녀에 관계없이 진로 결정에 직접적인 영향을 미치는 변인으로 간주되어 왔으나, 본 연구에서는 선행연구들을 통해 여성의 진로 발달에 있어 중요하게 강조된 변인들인 진로정체감과 다중역할 계획에 대한 태도를 매개변인으로 포함함으로써 자아정체감이 여성의 진로 결정에 영향을 미치는 과정에 대한 보다 풍부한 그림을 그릴 수 있었다

둘째, 자아정체감이 진로결정수준에 영향을 미치는 과정에서 진로정체감과 다중역할 계획에 대한 태도 중 지식/확신성 차원의 부분 매개효과가 나타났다. 이러한 연구 결과는 여대생을 대상으로 하는 진로 상담 현장에서 보다 확실하게 자신의 진로를 결정하도록 조력하기 위하여 어떠한 접근들이 필요한지에 대하여 제시함으로써 진로 상담자에게 유용한 통찰을 제공해줄 수 있을 것이다. 다시 말해서, 앞으로 여대생을 대상으로 한 진로 상담에서 진로결정 문제에 접근할 때, 자신의 정체감을 바탕으로 진로에 대한 뚜렷한 상을 발달시킬 수 있도록 조력하는 것이 필요하며, 다가 올 다중역할을 수행하기 위해 필요한 계획들을 이해하고 이에 대한 확신을 증진시키는 작업들이 요구됨을 시사함으로써 여대생의 진로 상담 장면에서 활용 가능한 개입의 측면들을 제공해준다.

마지막으로 본 연구의 제한점을 살펴보고, 후속 연구를 위한 몇 가지 제언을 하면 다음과 같다.

첫째, 본 연구에서는 선행연구들을 검토하여 여성의 진로 발달에 영향을 미치는 변인들을 확인하고 이러한 변인들의 영향력을 여대생을 중심으로 검증하였다. 그러나 남성의 진로 결정과 구별되는 여성의 진로 양상을 좀 더 구체적으로 밝히기 위해서는 남대생을 포함하여 남녀별 비교 연구를 진행할 필요가 있다. 특히 다중역할 계획에 대한 태도의 경우 남자대학생의 진로결정수준에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 연구가 전무한 실정이다. 다만, 남성에게 있어서 가정역할과 직무역할 모두에 참여하는 것은 역사적, 사회 학습적으로 볼 때 당연한 일반적인 양상이고, 이 두 가지 역할이 갈등을 일으키지는 않는다는 다중역할에서의 성차(Long & Porter, 1984: 문미란, 2003 재인용)를 고려할 때, 남대생의 진로 결정 과정에서 다중역할 계획에 대한 태도 변인이 미치는 영향력은 여대생 집단에 비하여 낮게 나타날 것이라고 가정된다. 이와 같이 성차를 반영할 수 있는 진로 관련 변인들에 대한 실제적인 차이검증을 통하여 남성과 여성의 독특한 진로 발달 과정을 대표하는 변인들이 성별에 따라 어떻게 서로 다른 영향을 미치는지에 대한 후속 연구가 이루어져야 할 것이다.

둘째, 다중역할 계획에 대한 태도 변인은 사회문화적으로 여성에게 부여되는 가사종사자로서의 성역할로 인한 갈등을 기반으로 하며, 예기된 역할 갈등에 대한 준비도의 개념으로 볼 수 있다. 비전통적 학과에 재학중인 여대생들이 전통적인 학과에 재학 중인 여대생 보다 성역할 태도에 있어 진보적이며, 특히 성별분업과 관련한 태도에 있어 진보적이라는 연구결과(곽윤숙, 2002)를 고려할 때, 비전통적 학과 재학 여대생들의 경우 다중역할로 인한 예기된 불안을 더 낮게 경험하고 있을 가능성이 있으며, 그 결과 다중역할 계획에 대한 태도 변인의 영향력이 전통적 학과 재학 여대생들에 비해 더 낮게 나타날 가능성이 있다. 그러나 본 연구에서는 이와 같은 세부적인 수준에서의 분석에는 미흡한 점이 있으므로, 추후 추가적인 연구를 통해 검증되어야 할 것이다.

셋째, 본 연구에서는 여대생의 자아정체감과 진로결정수준 간의 관계를 매개하는 변인을 알아보기 위하여, 선행연구들을 바탕으로 여성의 진로 발달에 주요한 영향을 미치는 진로정체감과 다중역할 계획에 대한 태도를 선택하여 각각의 매개 효과를 분석하였다. 그러나 여성의 진로 발달에 고려되어야 할 변인들은 보다 다양하며, 본 연구에서 확인된 결과들로는 이러한 변인들이 유기적으로 영향을 주고 받으며 여성의 진로 결정을 설명하는 전체적인 그림을 그리기에는 부족하다. 따라서 추후 연구를 통해 보다 다양한 변인들의 영향력을 검증하고 이러한 변인들이 함께 여성의 진로 결정에 영향을 미치는 과정을 하나의 구조 속에서 살펴볼 필요가 있다.