대학생의 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향: 자아존중감의 매개효과 검증
초록
본 연구의 목적은 스트레스 과정 모델을 이론적 기초로 하여, 대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증하는 것이다. 이를 위해 충북 소재 4년제 대학생 300명을 대상으로 면접법을 활용하여 설문조사를 진행하였다. 주요 연구 결과로는 첫째, 대학생의 취업 스트레스는 우울감에 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 취업 스트레스가 높을수록 우울감이 높다고 할 수 있다. 둘째, 대학생의 취업 스트레스는 자아존중감에 유의한 영향을 미쳤다. 즉 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감이 낮다고 할 수 있다. 셋째, 대학생의 취업 스트레스와 자아존중감이 우울감에 미치는 영향을 살펴보았을 때, 취업 스트레스는 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았으며, 자아존중감은 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 자아존중감이 높을수록 우울감이 낮다고 할 수 있다. 넷째, 대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감은 완전매개하였다. 본 연구를 통해 스트레스 과정 모델의 주요 논점을 검증한 것이다. 연구결과를 토대로 대학 내 취업지원 및 집단상담 프로그램 강화를 제언하였다.
Abstract
The purpose of this study was to verify the mediating effects of self-esteem in the relationship between job preparing stress and depression in college students based on the stress process model. To this end, a survey was conducted using an interview method with 300 four-year college students in Chungbuk. The main study found that the job preparing stress of college students had a significant effect on depression. Namely, a higher job preparing stress was associated with a higher feeling of depression. Second, the job preparing stress of college students had a significant effect on self-esteem. Namely, a higher job preparing stress was associated with lower self-esteem. Third, when examining the effects of job preparing stress and self-esteem on depression in college students, job preparing stress did not have a significant effect on depression, and self-esteem had a statistically significant effect on depression. Namely, higher self-esteem was associated with lower depression. Fourth, self-esteem was mediated entirely in the relationship between job preparing stress and depression in college students. This verifies the main issues of the stress process model. Based on the research results, job preparation and group counseling programs need to be strengthened in universities.
Keywords:
University, Job Preparing Stress, Depression, Self-Esteem, Stress Process Model키워드:
대학생, 취업 스트레스, 우울감, 자아존중감, 스트레스 과정 모델1. 서 론
최근 우리나라 대학생들은 극심한 취업난으로 인한 취업 스트레스에 시달리고 있다. 통계청(2020)의 2020년 8월 고용동향에 따르면, 전체 실업자 수는 86만 4천 명(작년 동월 대비 6천 명 증가)이며, 이 중 청년실업자 수는 31만 6천 명(전년 동월 대비 0.5%p 상승)이었다. 전체 OECD 국가의 2020년 7월 기준 청년층(15-24세) 실업률은 16.2%이고 전체 실업률은 7.7%로 그 비율이 2.1:1 정도인 반면, 한국의 2020년 7월 기준 15-24세 실업률은 10.3%이고 전체 실업률은 4.2%로 그 비율은 2.45:1 정도이다(주 오이시디 대표부, 2020). 우리나라의 전체 실업률에서 청년 실업률이 차지하는 비율이 OECD 국가와 비교했을 때 더 높다는 것을 알 수 있다. 특히 4년제 대졸자도 취업에 어려움을 겪고 있는데, 4년제 일반대학의 대졸자의 경우 2018년 기준 취업률이 64.2%로 나타났다(교육부, 한국교육개발원, 2019). 이는 2012년 기준 취업률 66%(교육부, 한국교육개발원, 2016)와 비교했을 때 약 2.2%p 감소한 결과로, 2012년 이후 4년제 대졸자의 취업률은 감소하는 추세이다.
이러한 고용한파는 대학생에게 취업 스트레스를 야기한다. 대학생이 경험하는 취업 스트레스는 심리적 적응에 부정적인 영향을 미치는데, 기존 연구에 따르면 취업 스트레스가 우울, 불안, 사회부적응 등과 같은 심리적 문제를 초래한다고 주장되어 왔다(박미진, 김진희, 정민선, 2009, 431-432쪽). 특히 취업 스트레스는 우울과 정적 상관을 보였으며, 이를 통해 취업 스트레스를 많이 지각한 대학생일수록 우울을 많이 경험하였다(유아림, 2019, 25쪽). 또한 취업 스트레스는 대학생이 겪는 우울감의 50% 이상을 설명하며, 취업 스트레스로 인한 우울감은 대학생들의 자살생각에까지 영향을 미친다고 하였다(윤우석, 2016, 113쪽).
대학생이 경험하는 심리적 어려움 중의 하나인 우울은 슬픈 감정을 주로 경험하며, 공허하거나 과민한 기분이 들고, 개인의 기능 수행 능력과 관련된 신체적·인지적 변화를 동반한다(American Psychiatric Association, 2013/2015, p. 163). 대학생들의 우울증 유병률은 중·고등학교 청소년보다 높아서 심각한 정서적 부적응 상태에 있다(이은희, 2004, 39쪽). 오늘날 극심한 대학생들의 취업난과 미래에 대한 불안감, 등록금과 물가상승으로 인한 경제적 문제가 대두되고 있는 상황은 대학생들로 하여금 우울의 경험을 더욱 증가시키고 있다(강슬아, 2015, 10쪽). 우울질환을 경험하는 동안 죽음에 대한 생각이 빈번히 일어나고, 자살 시도와 같은 자살 행동의 가능성도 높아질 뿐만 아니라, 치료 이후에도 재발 가능성이 높아(American Psychiatric Association, 2013/2015, pp. 163-176), 취업 스트레스와 우울과의 관계에 대한 연구가 꾸준히 요청되고 있다.
한편 대학생의 우울을 경감시킬 수 있는 자아존중감에 주목한 연구들이 있다. 기존 연구들에 따르면, 일반적으로 대학생의 우울수준은 자아존중감으로부터 영향을 받는데, 자아존중감이 높을수록 우울수준이 낮은 것으로 나타났다(김상옥, 전영자, 2013; 민소영, 2013; 송소원, 2000). 또한 대학생의 우울에 유의미하게 영향을 미친 가장 큰 변인은 자아존중감이었다(김상옥, 2010, 63쪽). 즉, 자아존중감이 높을수록 우울이나 불안의 수준은 낮아지는 것으로 나타났다.
또한 취업 스트레스를 겪는 대학생의 자아존중감에 주목한 연구들이 있다. 서길희 외(2017, 139쪽)의 연구에서는 대학생의 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감이 낮아진다고 하였다. 김성식과 이정재(2017, 102쪽)의 연구에서도 대학생의 취업 스트레스는 자아존중감과 부적인 상관이 있으며, 취업불안도 자아존중감과 부적인 상관관계를 보여, 취업불안 정도가 클수록 스스로를 가치 있고 소중하게 평가하는 관점이 약하였다. 즉, 높은 취업 스트레스는 자아존중감에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이상과 같이 청년 실업률의 증가로 대학생들의 취업 스트레스가 커지는 상황에서, 대학생의 취업 스트레스가 부정적 정서상태인 우울에 영향을 미치고 있기에, 이와 관련하여 다양한 측면에서의 연구가 필요하다고 할 수 있다. 특히 대학생의 취업 스트레스는 자아존중감을 낮추고 있기에, 자아존중감을 매개효과로 보고 우울과의 관계를 분석하는 것은 의미있다고 할 수 있다.
이상의 문제제기에 따른 본 연구의 목적은 스트레스 과정 모델을 이론적 기초로 하여, 대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증하는 것이다. 이를 위해 충북 소재 4년제 대학생 300명을 대상으로 면접법을 활용하여 설문조사를 진행하였다. 본 연구의 연구문제는 “대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계는 자아존중감이 매개하는가?”이다. 본 연구의 차별성은 대학생의 ‘취업’ 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 분석했다는 점이다. 기존 연구에서는, 대학생의 ‘일반’ 스트레스를 독립변수로 한 연구들은 많으나, ‘취업’ 스트레스를 독립변수로 한 연구는 충분히 축적되지 못하였다. 특히 본 연구모형과 같이 취업 스트레스를 독립변수로 할 때, 자아존중감을 매개효과로 하고, 우울을 종속변수로 설정한 연구는 찾아보기 어려웠다. 스트레스 과정 모델에 따르면, 스트레스원은 심리사회적 자원에 매개되며, 주요 결과요인으로 우울이 발생한다고 설명한다. 따라서 본 연구는 기존 유사연구와 달리 스트레스 과정 모델을 이론적 근거의 기초로 하여, 취업 스트레스-자아존중감-우울 간의 관계를 규명한다는 점에서 차별성이 있다.
2. 이론적 고찰 및 선행연구 검토
1) 스트레스 과정 모델
스트레스 과정 모델이란 스트레스 요인이 개인에게 영향을 미치는 과정(경로)을 설명하기 위한 이론이라고 할 수 있다. Pearlin 등(1981, p. 337)이 주창한 스트레스 과정 모델은 스트레스의 원인과 결과 사이의 단순한 관계 규명을 넘어, 스트레스원이 어떠한 과정을 거치며 결과에 이르게 되는지에 대한 구체적인 경로를 규명하고자 하였다는 점에서 의의가 있다(김희정, 2000, 43쪽). 특히 이 모델은 개인의 보호요인으로 작용할 수 있는 내외적 특성까지 포함하여 스트레스 과정을 설명하기 때문에, 대처자원의 매개 및 조절 역할을 분석할 수 있다는 강점이 있어(한광현, 강상경, 2019, 234-235쪽), 다수의 연구에서 스트레스 분석을 위한 모델로 사용되고 있다.
스트레스 과정 모델의 구성은 스트레스원, 매개요인(심리사회적 자원: 자아존중감, 사회적지지, 통제감 등) 그리고 스트레스 결과라는 3가지 요소를 기본으로 하여, 개인이 경험하는 스트레스 현상을 이 3가지 요소 간의 상호작용으로 설명하고 있다(Pearlin, Lieberman, Menaghan, & Mullan, 1981, p. 337). 스트레스 과정 모델 구성의 핵심이 되는 3가지의 기본 요소들을 구체적으로 살펴보면, 먼저 스트레스원은 극심한 스트레스 사건과 만성적 스트레스 그리고 환경적 스트레스를 포함하는 개념으로, 이는 개인의 심리적 안녕감에 변화를 초래하는 요인이 된다(Pearlin, 1989; 진혜민, 배성우, 2016, 87-88쪽, 재인용). 다음으로 매개요인은 스트레스원과 스트레스 결과 사이에서 매개 자원의 역할을 하여, 매개하는 요인들은 스트레스의 과정과 결과에 영향을 미치게 되어, 그 영향을 감소 혹은 증가시킬 수 있다(Pearlin et al., 1981, p. 337). 마지막으로 스트레스 결과는 스트레스의 영향으로 인해 나타나는 결과를 의미한다. 스트레스 과정 모델에서 주로 언급되는 결과요인은 우울로, 심리사회적 자원들은 우울에 직접적으로 영향을 미치기도 하고 혹은 매개요인의 역할을 통해 우울에 간접적으로 영향을 미칠 수도 있다(Pearlin et al., 1981, p. 337).
이 이론을 본 연구에 적용하여 보면, 먼저 스트레스원은 취업 스트레스라 할 수 있다. 취업 스트레스의 정확한 용어는 ‘미취업 스트레스 증후군’으로, 취업 실패의 반복 또는 실업의 장기화로 인해 나타나는 정신적 스트레스 또는 신체적 고통을 일컫는 의미로 사용된다(김명옥, 2011, 5쪽). 다음으로 스트레스 결과로서의 우울은 취업 스트레스의 결과 요인으로 가장 많이 언급되는 개념 중 하나로, 취업 스트레스를 많이 지각한 대학생일수록 우울을 많이 경험한다고 할 수 있다(유아림, 2019, 25쪽). 이상의 취업 스트레스와 우울의 관계를 매개하는 심리사회적 자원으로는 자아존중감을 들 수 있는데, Baum, Fleming 그리고 Reddy(1986, pp. 514-516)는 지속적인 취업 시도가 성공적이지 않고, 미취업의 상태가 지속되면 개인은 소득, 자아존중감, 가족 상호작용 등 다양한 측면에서 자신이 주도적인 통제권을 상실하였다고 평가할 수 있다고 하였다. 따라서 본 연구에서는 스트레스 과정 모델을 기반으로 하여 대학생의 주요한 스트레스원인 취업 스트레스와 대표적인 스트레스 결과요인인 우울과의 관계에서 자아존중감이라는 심리사회적 자원의 매개효과를 분석하고자 한다.
2) 선행연구 검토
실업자의 경우, 취업 실패횟수가 증가할수록 스트레스 증후군 현상이 많이 나타나고, 자기존중감이 낮아지며, 우울이 심각해지는 결과를 보였다(박진영, 2003, 75쪽). 또한 구직활동에 계속 실패할수록 구직활동을 포기할 가능성이 크고, 실업기간이 길어질수록 우울증상은 확대되었다(오현경, 2009, 77쪽). 실업이 장기간 지속될수록 무기력, 절망, 체념, 비관주의, 숙명론에 빠지게 되며, 실업기간이 길어질수록 우울감이 높은 것으로 나타났다(김정곤, 2017, 34쪽, 78쪽).
대학생의 경우, 실업자의 우울에 유의미한 영향을 미쳤던 ‘실업기간’을 상정하기는 어렵다. 이에 기존 연구들은 대학생의 경우에는 ‘취업 스트레스’를 주요한 독립변수로 삼아 왔다. 대학생들은 취업에 대한 스트레스를 인지할 때, 불안, 분노, 우울감 같은 정서적 반응을 주로 경험하는 것으로 나타났다(박미진, 김진희, 정민선, 2009, 431쪽). 이러한 정서적 반응은 취업시기가 다가올수록 그 강도가 더욱 심해지고, 우울 증상이 신체적 반응과 연관되어 나타나기도 하였다. 취업을 준비하는 대부분의 대학생들은 불안 정서를 느끼며 취업에 대해 걱정과 초조함, 두려움, 답답함 등의 감정을 호소하였다. 취업준비 과정에 있는 대부분의 대학생들은 무기력, 외로움, 슬픔 등 우울감과 관련된 정서를 느끼는 것이다.
이에 대학생의 취업 스트레스와 우울 및 적응적인 인지적 정서조절 전략 간의 관련성을 살펴보았는데, 취업 스트레스는 우울과 유의미한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다(심지은, 안하얀, 김지혜, 2011, 114쪽). 대학생의 취업 스트레스는 우울과 유의한 정적 관계를 갖는 것으로 나타났는데, 취업 스트레스가 높을수록 우울감도 높게 나타났다(김민경, 2014, 122쪽). 즉 대학생의 취업에 대한 부담감과 불안이 높은 경우, 우울을 높게 느낀다고 할 수 있다. 이에 대학생의 우울을 낮추기 위해서는 불안과 취업 스트레스를 낮추는 것이 중요하다고 주장하였다(최승혜, 이혜영, 2014, 619쪽). 4년제 대학생이 아닌 전문대 대학생을 조사한 경우에도, 우울과 취업 스트레스 간에는 양적 상관관계가 존재하는 것으로 나타났다(변은경, 박성희, 2014, 328쪽). 전해옥(2014, 315-318쪽)의 연구에서는 대학생의 우울 수준을 조사한 결과 대상자의 27.6%가 우울 위험수준에 해당하는 것으로 나타났으며, 취업 스트레스는 우울에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
최근에도 대학생의 취업 스트레스와 우울에 관한 연구는 지속되고 있다. 유아림(2019, 25쪽)의 연구에서는 대학생이 지각한 취업 스트레스와 우울은 유의미한 정적 상관을 보였는데, 취업 스트레스를 많이 지각한 대학생일수록 우울을 많이 경험하였다. 나윤재(2019, 30쪽)의 연구에서도 대학생의 취업 스트레스가 높을수록 우울감이 높게 나타났다.
대학생의 취업 스트레스를 하위 영역으로 보다 세부화하여 우울과의 관계를 분석한 연구들도 있다. 대학생의 취업 스트레스 중 취업불안 스트레스는 우울을 매개하여 자살 위험성에 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다(서인균, 김승희, 2012, 94-96쪽). 즉, 취업 스트레스 중 취업불안 스트레스가 높은 대학생일수록 우울이 높아져서 자살 위험성이 높아진다고 할 수 있다. 대학생의 취업 스트레스 영역을 심리적 취업 제약인지, 가계경제 제약인지, 학벌 제약인지의 3가지로 구분하여 살펴본 결과, 취업 스트레스는 우울에 영향을 미쳤고, 대학생이 겪는 우울의 50% 이상을 설명하였다(윤우석, 2016, 113쪽). 따라서 취업 스트레스는 대학생의 부정적 정서상태를 설명하는 주요한 요인이라고 할 수 있다.
이상과 같이 기존 연구들에 따르면, 본 연구의 독립변수인 취업 스트레스는 대학생의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 이해할 수 있다. 요컨대 취업 스트레스가 높을수록 대학생의 우울은 높아진다고 할 수 있다.
취업을 희망함에도 불구하고, 취업하지 못한 실업자들은 일반적으로 자아존중감이 낮다고 보고되어 왔다. 특히 실업기간은 의미있는 변수였는데, 김정곤(2017, 61쪽)의 연구에 따르면, 실업기간이 길어질수록 자아존중감이 낮아진다고 하였다.
대학생들의 경우에도, 취업 스트레스를 비롯한 취업 관련 요인들은 자아존중감과 유의미한 관계에 있다고 주장되어 왔다. 강경훈(2010, 92-93쪽)의 연구에서는 취업 준비 정도와 취업 영향요인, 취업불안 공유 여부에 따라 자아존중감에서 유의한 차이를 보였다. 취업 준비 정도가 보통 이상이라고 인식하는 경우와 취업 관련 불안감을 가까운 사람과 공유하는 경우에 자아존중감이 높은 것으로 나타났다. 김성식과 이정재(2017, 102쪽)의 연구에서도 대학생의 취업 스트레스는 자아존중감과 부적인 상관이 있으며, 취업불안도 자아존중감과 부적인 상관관계를 보였다. 서길희 외(2017, 139쪽)의 연구에서도 대학생의 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감이 낮아지는 것으로 나타났다. 임효정(2017, 49쪽)의 연구에서도 대학생의 취업 스트레스는 자아존중감에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 취업 스트레스를 가진 사람은 영구적 기쁨을 누릴 수 있는 확고한 기초를 마련하지 못하고, 삶의 만족도를 떨어뜨린다고 이해할 수 있다.
이상과 같이 본 연구의 독립변수인 취업 스트레스는 대학생의 자아존중감에 유의미한 영향을 미친다고 할 수 있다. 요컨대 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감은 낮아진다고 할 수 있다.
자아존중감과 우울감과의 관계는 다양한 집단을 대상으로 하여 상당한 연구가 축적되어 왔다. 일반적으로 자아존중감과 우울감은 부적 상관을 보여왔는데, 이는 자아존중감이 높을수록 각 개인이 지각하는 우울수준은 낮으며 반대로 자아존중감이 낮을수록 우울수준은 높아진다고 이해할 수 있다(송소원, 2000, 11쪽). 실업자들을 대상으로 한 연구에서도 자아존중감의 영향으로 우울감이 저하되었다(김정곤, 2017, 39쪽, 71쪽). 실업자들의 자아존중감이 낮을수록 우울 성향의 증가는 물론 인격형성 저해에도 영향을 미치는데, 개인의 부적응 문제가 클수록 우울 성향이 크고, 자아 존중감이 낮을수록 과민성, 공격성, 충동성, 소외감이 크다고 하였다(오현경, 2009, 77쪽).
대학생 집단을 대상으로 한 자아존중감과 우울감의 관계 규명 연구는 꾸준히 진행되어 왔다. 대학생의 자아존중감이 높을수록 우울수준이 낮으며, 대학생의 우울에 유의미하게 영향을 미친 가장 큰 변인은 자아존중감이었다(김상옥, 2010, 63쪽). 대학생의 자아존중감, 우울 및 인지적 정서 조절 전략 간 관계를 분석한 결과, 자아존중감은 우울과 음의 상관관계가 있는 것으로 나타났다(민소영, 2013, 268쪽). 또한 대학생의 우울과 불안에 영향을 미치는 가장 큰 요인은 자아존중감인 것으로 나타났는데, 자아존중감이 높을수록 우울이나 불안의 수준은 낮다고 할 수 있다(김상옥, 전영자, 2013, 553-554쪽).
이상과 같이 기존 연구들에 따르면, 본 연구의 매개변수인 자아존중감은 대학생의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 이해할 수 있다. 요컨대 자아존중감이 높을수록 대학생의 우울은 낮아진다고 할 수 있다.
여기에서는 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과 검증 관련 선행연구를 검토하고자 한다. 먼저 취업이 아닌 ‘일반’ 스트레스 또는 ‘생활’ 스트레스를 독립변수로 분석한 연구들을 살펴본다. 대학생이 경험하는 일반적인 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증한 결과를 살펴보면 다음과 같다. 최미례와 이인혜(2003, 374쪽)의 연구에 따르면, 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과가 확인되었다. 자아존중감이 스트레스와 우울간의 관계를 완전히 매개하지 못하였으나, 자아존중감의 부분 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 김덕원(2012, 62-63쪽)은 생활 스트레스가 우울에 미치는 영향에서 자아존중감 안정성의 매개 효과를 분석한 결과, 효과의 크기는 작지만 통계적으로 유의한 효과가 있다고 보고하였다. 특히 생활 스트레스와 우울의 관계에서 자아존중감 안정성이 조절역할보다는 매개역할을 한다고 하였다. 이러한 결과는 생활 스트레스와 우울의 관계가 자아존중감 안정성 정도에 따라 달라지기보다는, 부분적으로 생활 스트레스가 자아존중감 안정성을 통해 우울에 영향을 미친다고 해석할 수 있다.
조인주, 도향선, 구형선의 연구(2015, 99-100쪽)에서는 대학생들의 스트레스와 자아존중감이 정신건강에 미치는 영향의 경로과정을 검증하였다. 본 연구의 구조모형에서 설정된 요인들 간의 경로를 분석한 결과, 생활 스트레스가 자아존중감을 거쳐 정신건강에 이르는 경로가 유의미하였다. 이때 생활 스트레스와 자아존중감은 부적 상관관계를, 자아존중감과 정신건강은 정적 상관관계를 보였다. 이는 생활 스트레스가 낮을수록 자아존중감이 높아지며, 높은 자아존중감을 통해 정신건강이 좋아짐을 의미한다. 또 다른 유의미한 경로는 생활 스트레스가 정신건강에 이르는 경로로서, 생활 스트레스는 정신건강과 부적 상관관계를 보였다. 이는 생활스트레스를 많이 경험할수록 정신건강이 악화됨을 의미한다. 자아존중감은 생활 스트레스와 정신건강의 관계에서 부분매개 효과를 갖는다고 할 수 있다.
다음으로 ‘취업’ 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 살펴보고자 한다. 기존 연구들을 볼 때, 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 분석한 연구는 찾아보기 어려웠다. 본 연구와 완전히 일치하는 기존 연구모형을 찾을 수 없었지만, 유사 연구를 통해 간접적으로나마 주요 변수 간의 관계를 살펴보고자 한다. 대학생의 취업 스트레스와 정신건강의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증한 연구 결과, 취업 스트레스와 정신건강 간의 관계에서 자아존중감의 완전매개효과가 확인되었다(장용언, 황명주, 2018, 67-68쪽). 여기에서의 자아존중감의 완전매개효과라는 의미는 대학생의 취업 스트레스가 정신건강에 직접적인 경로라기보다는, 취업 스트레스가 자아존중감에 영향을 미치며, 자아존중감은 정신건강에 영향을 미친다는 것이다.
이상의 선행연구를 종합하면, 대학생이 겪는 일반 스트레스 또는 생활 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증한 연구는 비교적 많았지만, 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증한 연구는 거의 없었다. 다만 일반 스트레스와 취업 스트레스 모두 우울감과의 관계에서 자아존중감의 매개효과가 검증되었다는 공통점이 있다. 차이점으로는 일반적인 스트레스를 독립변수로 한 관계에서는 자아존중감이 부분매개효과를 가지는 반면, 취업 스트레스를 독립변수로 한 관계에서는 자아존중감이 완전매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 즉, 대학생의 취업 스트레스는 우울감에 직접적으로 영향을 미치지 못하며 자아존중감의 매개를 통해서만 우울감에 영향을 미쳤다는 것이다.
이상과 같이 자아존중감은 대학생들이 겪는 취업 스트레스와의 우울감의 관계에서 매개효과를 갖는다고 할 수 있다. 특히 자아존중감은 취업 스트레스와 우울감의 관계를 설명함에 있어, 완전매개의 기능을 하였다는 점에 주목할 필요가 있다.
① 성별과 우울감의 관계
대학생을 대상으로 한 우울감 관련 연구에서 성별에 따라 우울감은 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 여학생이 남학생보다 우울증, 정신증, 불안, 대인불안 신체화, 강박증, 적대감, 편집증을 비롯하여 전체 정신건강에 있어서 어려움을 더 많이 경험 하였다(공마리아, 강윤주, 2012, 11쪽). 전체적으로 남녀의 우울 점수를 비교해보면 문항별로 차이는 있으나, 전체적으로 여대생이 남대생보다 우울함을 더 느끼고 있다(박유정, 2011, 41쪽).
② 학년과 우울감의 관계
대학생을 대상으로 한 우울감 관련 연구에서 학년이 높을수록 우울감이 높았다. 학년에 따른 정신건강의 차이를 분석한 결과 정신건강의 9개의 하위요인 중 우울을 포함한 7개의 하위요인(신체화 강박증, 우울, 불안, 적대감, 편집증, 정신증)에서 유의한 차이를 보였다(이동엽, 2015, 12-13쪽).
③ 전공만족도와 우울감의 관계
대학생을 대상으로 한 우울감 관련 연구에서 전공만족도에 따라 우울감은 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 전공만족도가 높은 대학생 집단이 전공만족도가 낮은 대학생 집단보다 우울증, 정신증, 공포불안, 대인불안, 강박증, 편집증을 비롯하여 전체정신건강에서 유의미하게 건강한 것으로 나타났다(공마리아, 강윤주, 2012, 12쪽).
④ 사회적지지와 우울감의 관계
대학생을 대상으로 한 우울감 관련 연구에서 사회적지지는 우울감에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 대학생의 우울수준에 영향을 미치는 요인은 가족의 사회적지지와 친구의 사회적지지였는데, 가족이나 친구의 사회적지지가 낮은 군일수록 우울 수준이 유의하게 높았다(박의수, 조영채, 2018, 227쪽).
이에 본 연구에서는 위와 같은 선행연구를 토대로 취업 스트레스 외에 대학생의 우울감에 영향을 미치는 요인으로 성별, 학년, 전공만족도, 사회적지지를 통제변수로 선정하고자 한다. 남성보다 여성이, 학년이 높을수록, 전공만족도가 낮을수록, 사회적지지가 낮을수록 우울감 수준이 높은 것으로 나타났다. 따라서 독립변수로 설정한 취업 스트레스와 매개변수로 설정한 자아존중감 외에 대학생의 우울감에 미치는 영향을 통제하기 위해 성별, 학년, 전공만족도, 사회적지지를 통제변수로 투입하고자 한다.
3. 연구방법
1) 연구대상 및 분석자료
본 연구에서는 2019년 11월 18일부터 11월 22일까지 약 5일간 청주시, 충주시 소재 4년제 대학교인 건국대(글로컬), 서원대, 청주대, 충북대, 한국교통대의 남, 여 300명의 대학생을 대상으로 면접법을 통한 설문조사를 실시하였다. 비확률 표본추출 방식인 임의추출 방식으로 표집하였다. 연구 대상자들에게 연구목적을 설명하고 사전 동의를 받았다. 총 308부의 설문지 중 불성실한 답변이 포함되어 분석이 어려운 8부를 제외한 300부를 최종분석에 사용하였다.
2) 측정도구
대학생의 취업 스트레스를 측정하기 위하여 정의석과 노안영(2001; 최승혜, 이혜영, 2013, 811쪽, 재인용)이 개발하여 신뢰도와 타당도가 모두 검증된 취업 스트레스 척도를 사용하였다. 본 척도는 15문항, 5점 Likert 척도(1점= ‘전혀 아니다’, 2점=‘아니다’, 3점=‘보통이다’, 4점=‘그렇다’, 5점=‘매우 그렇다’)로 구성되며, 점수가 높을수록 취업 스트레스가 높다는 것을 의미한다. 문항은 미취업에 관한 불안, 취업에 관한 자신감 상실 및 일상생활에서의 부정적 정서 등이 포함된 내용으로 구성되어 있다. 내적 신뢰도(Cronbach's α)는 정의석과 노안영(2001)의 연구에서 0.830이었고, 본 연구에서는 0.894로서 높은 신뢰도를 보인다.
대학생의 우울감 정도를 측정하기 위하여 한국판 역학연구 우울척도 개정판(Korean version of Center for Epidemiologic Studies Depression ScaleRevised, K-CESD-R)을 사용하였다. 이것은 Radloff 등(1977, pp. 385-400)이 우울증상의 평가를 위하여 개발한 역학연구 우울척도(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES-D)에 Eaton 등(2004; 이산 외, 2016, 84쪽, 재인용)이 DSM-IV에 따른 2주 이상의 주요우울삽화 9가지 주요 증상을 새롭게 반영하여 개정한 ‘역학연구 우울척도 개정판(CESD-Revised, CESD-R)’을 이산 외(2004, 84쪽)가 국내 상황에 맞게 번역하여 표준화한 척도이다. 본 척도는 20문항, 5점 Likert 척도(0점=‘1일미만’, 1점=‘1-2일’, 2점=‘3-4일’, 3점=‘5-7일’, 4점=‘2주간 거의 매일’)로 구성되며, 점수가 높을수록 우울감 정도가 높다는 것을 의미한다. 문항은 요인 1(우울한 기분, 흥미 또는 즐거움의 상실, 피로 또는 활력 상실, 자해 또는 자살사고, 죄책감, 집중의 어려움, 불면증, 정신운동초조)과 요인 2(체중감소, 식욕저하, 과수면, 정신운동지연)의 2가지 하위변인으로 구성되어 있다(이산 외, 2004, 84쪽). 내적 신뢰도(Cronbach's α)는 이산 외(2016, 87쪽)의 연구에서 0.980이었고, 본 연구에서는 0.955로서 높은 신뢰도를 보인다.
대학생의 자아존중감 측정도구는 Coopersmith(1967; 이용헌, 2016, 25쪽, 재인용)가 제작한 Self-esteem Inventory를 한국판으로 강종구(1986; 이용헌, 2016, 25쪽, 재인용)가 표준화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 총 25문항으로 구성되어 있고, 5점 Likert 척도(1점=‘전혀 그렇지 않다’, 2점=‘대체로 그렇지 않다’, 3점=‘보통이다’, 4점=‘대체로 그렇다’, 5점=‘매우 그렇다’)로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 자아존중감 수준이 높다는 것을 의미한다. 자기존중, 타인과의 관계, 지도력과 인기, 자기주장의 4가지 하위변인으로 구성되어 있다. 내적 신뢰도(Cronbach's α)는 강종구(1986)의 연구에서 0..890이었고, 본 연구에서는 0.906으로서 높은 신뢰도를 보인다.
본 연구의 통제변수는 성별, 학년, 전공만족도, 사회적지지이다. 첫 번째 통제변수인 성별은 남자는 ‘1’, 여자는 ‘2’로 처리하였다. 두 번째 통제변수인 학년 중 1학년은 ‘1’, 2학년은 ‘2’, 3학년은 ‘3’, 4학년은 ‘4’로 코딩하였다.
본 연구의 세 번째 통제변수인 전공만족도를 측정하기 위해 대학생의 전공학과에 대한 만족을 연구한 Braskamp, Wise, & Hengstler(1979; 박수미, 2015, 38쪽, 재인용)의 연구를 토대로 한 하혜숙(2000, 28-34쪽)의 연구와 이를 바탕으로 한 김혜주(2007, 25-26쪽), 정희영(2010, 26-27쪽), 박선미(2011, 48-51쪽)의 연구를 참고하여, 측정항목들 중 일부를 추출하여 수정, 보완한 척도를 사용하였다. 본 척도는 26문항, 7점 Likert 척도(1점=‘전혀 아니다’, 4점=‘보통이다’, 7점=‘매우 그렇다’)로, 점수가 높을수록 전공만족도가 높다는 것을 의미한다. 본 연구에서는 하은주(2016, 24-25쪽)의 연구와 마찬가지로 5점 Likert 척도(1점=‘전혀 아니다’, 2점=‘아니다’, 3점=‘보통이다’, 4점=‘그렇다’, 5점=‘매우 그렇다’)로 변경하여 사용하였다. 문항의 내용은 교과만족, 수업만족, 관계만족, 인식만족의 4가지 하위변인으로 구성되어 있다. 박수미(2015, 46쪽)의 연구에서 모든 하위변인의 Cronbach’s a는 0.800이상이었고, 하은주(2016, 29쪽)의 연구에서는 4개 하위변인의 각 Cronbach’s a는 교과만족은 0.828, 수업만족은 0.771, 관계만족은 0.851, 인식만족은 0.910이었다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 0.937로서 높은 신뢰도를 가진다고 할 수 있다.
본 연구의 네 번째 통제변수인 사회적지지를 측정하기 위해 박지원(1985, 27-35쪽)이 개발한 사회적 척도를 김연수(1995, 29쪽)가 각 문항의 내용을 수정·보완하여 재구성한 척도를 사용하였다. 본 척도는 25문항, 5점 Likert 척도(1점=모두 그렇지 않다, 2점=‘대부분 그렇지 않다’, 3점=‘보통이다’, 4점=‘대부분 그렇다’, 5점=‘모두 그렇다’)로, 점수가 높을수록 사회적지지 정도가 높은 것을 의미한다. 문항의 내용은 사랑, 이해, 격려, 신뢰, 관심, 청취 등의 정서적지지, 문제해결과 관련된 정보를 제공해 주는 정보적지지, 필요한 돈, 물건 등을 제공해 주는 물질적지지, 칭찬이나 인정 등 자신을 평가해 주는 평가적지지의 4가지 하위변인으로 구성되어 있다(김연수, 1995, 29쪽). 내적 신뢰도(Cronbach's α)는 김연수(1995, 29쪽)의 연구에서 0.972였고, 본 연구에서는 0.952로서 높은 신뢰도를 보인다.
3) 자료분석
본 조사를 통해 획득한 설문지의 자료값을 입력하였다. 데이터 코딩 후 자료분석을 실시하였다. 조사대상자의 일반적 특성 및 주요 변수의 특성을 파악하기 위해, 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를 산출하였다. 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 파악하기 위해 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 매개효과 검증 방법인 3단계 회귀분석을 실시하였다. 마지막으로 Sobel test를 통해 매개효과의 유의성 검증을 하였다.
4. 연구결과
1) 조사대상자의 일반적 특성
대학생 300명 중 남성이 141명으로 47%, 여성이 159명으로 53%였다. 학년은 2학년이 107명으로 35.6%의 가장 높은 비율을 차지하였고, 4학년이 43명으로 14.3%의 가장 낮은 비율을 차지하였다. 소속대학 응답결과, 건국대(글로컬), 서원대, 청주대, 충북대, 한국교통대에 각 60명씩 소속되어 있으며, 그 비율은 각 20%로 동일하였다. 전공계열 응답결과, 인문사회계열이 132명으로 44%, 자연계열이 37명으로 12.3%, 예체능계열이 29명으로 9.7%, 공학계열이 52명으로 17.3%, 사범계열이 18명으로 6%, 의학보건계열이 13명으로 4.4%, 기타가 19명으로 6.3%였다.
조사대상자의 일반적 특성(n=300)
대학생 300명의 취업 스트레스 평균은 2.92점이다. 우울감 중 우울요인1은 2.20점, 우울요인2는 2.24점이며, 총 우울 평균은 2.21점이다. 자아존중감 중 자기존중은 3.27점, 타인과의 관계는 3.66점, 지도력과 인기는 3.47점, 자기주장은 3.20점이며, 총 자아존중감 평균은 3.41점이다. 사회적지지 중 정서적 지지는 4.00점, 정보적 지지는 3.94점, 물질적 지지는 3.87점, 평가적 지지는 3.98점이며, 총 사회적지지 평균은 3.95점이다. 전공만족도 중 교과만족은 3.59점, 수업만족은 3.92점, 관계만족은 3.75점, 인식만족은 3.71점이며, 총 전공만족도 평균은 3.64점이다.
조사대상자의 주요 변수에 대한 기술통계(n=300)
2) 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향에 대한 자아존중감의 매개효과 검증
대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계를 자아존중감이 매개하는지를 파악하기 위하여 3단계 회귀분석을 실시하였다. 첫째, 1단계로 성별, 학년, 사회적지지, 전공만족도를 통제한 상황에서 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 취업 스트레스를 독립변수로 하고 우울감을 종속변수로 하는 위계적 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=31.295, p=.000). 투입된 독립변인 간의 다중공선성과 독립변수의 오차항간 자기상관지수를 살펴보면, 독립변인 간의 공차한계 0.1이상(.703-.945), 분산팽창요인(VIF) 10미만(1.058-1.523), Durbin-Watson값은 1.695로 나타나 독립변인 간 다중공산성과 독립변수의 오차항간 자기상관이 없는 것을 확인하였다.
통제변수를 통제한 상황에서 취업 스트레스가 우울감에 미치는 독립적 영향을 살펴보면, 취업 스트레스는 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t=6.136, p=.000). 즉 취업 스트레스가 높을수록 우울감이 높다고 할 수 있다.
둘째, 2단계로 성별, 학년, 사회적지지, 전공만족도를 통제한 상황에서 취업 스트레스가 자아존중감에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 취업 스트레스를 독립변수로 하고 자아존중감을 종속변수로 하는 위계적 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=70.362, p=.000). 투입된 독립변인 간의 다중공선성과 독립변수의 오차항간 자기상관지수를 살펴보면, 독립변인 간의 공차한계 0.1이상(.657-.945), 분산팽창요인(VIF) 10미만(1.058-1.523), Durbin-Watson값은 1.784로 나타나 독립변인 간 다중공선성과 독립변수의 오차항간 자기상관이 없는 것을 확인하였다.
통제변수를 통제한 상황에서 취업 스트레스가 자아존중감에 미치는 독립적 영향을 살펴보면, 취업 스트레스는 자아존중감에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t=-10.438, p=.000). 즉 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감이 낮다고 할 수 있다.
셋째, 마지막 단계로 성별, 학년, 사회적지지, 전공만족도를 통제한 상황에서 취업 스트레스와 자아존중감이 우울감에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 취업 스트레스를 독립변수로 하고 자아존중감을 매개변수로 하며, 우울감을 종속변수로 하는 위계적 회귀모형은 통계적으로 유의하였다(F=45.206, p=.000). 투입된 독립변인 간의 다중공선성과 독립변수의 오차항간 자기상관지수를 살펴보면, 독립변인 간의 공차한계 0.1이상(.455-.942), 분산팽창요인(VIF) 10미만(1.061-2.197), Durbin-Watson값은 1.691로 나타나 독립변인 간 다중공선성과 독립변수의 오차항간 자기상관이 없는 것을 확인하였다.
통제변수를 통제한 상황에서 취업 스트레스와 자아존중감이 우울감에 미치는 독립적 영향을 살펴보면, 취업 스트레스는 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았지만, 자아존중감은 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t=-8.674, p=.000). 즉 자아존중감이 높을수록 우울감이 낮다고 할 수 있다.
이상의 연구결과를 종합해 볼 때, 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향에 대한 분석(1단계)에서 통계적으로 유의했던 관계가, 취업 스트레스와 자아존중감이 우울감에 미치는 영향에 관한 분석(3단계)에서는 통계적으로 유의하지 않은 것을 볼 때, 자아존중감은 취업 스트레스와 우울감의 관계를 완전매개한다고 할 수 있다.
취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향에 대한 자아존중감의 매개효과 검증(n=300)
독립변수에서 매개변수로의 비표준화계수와 표준편차, 매개변수에서 종속변수로의 비표준화계수와 표준편차를 이용하여 Z값을 도출함으로써 매개효과의 유의성 검증이 가능하다(Sobel, 1982, 290쪽). Soper(2015)가 제공하고 있는 Sobel test 프로그램을 활용하여 sobel test를 실시한 결과, 자아존중감의 매개효과가 통계적으로 유의하였다(Z=6.6709, p<.001).
자아존중감의 매개효과 검증을 위한 sobel test 결과
5. 결론 및 제언
본 연구의 목적은 대학생의 취업 스트레스와 우울감의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증하는 것이었다. 이를 위해 충북 소재 4년제 대학생 300명을 대상으로 면접법을 활용하여 설문조사를 진행하였다.
주요 연구결과는 다음과 같다. 첫째, 취업 스트레스(독립변수)가 우울감(종속변수)에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과, 취업 스트레스는 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉 취업 스트레스가 높을수록 우울감이 높다고 할 수 있다. 둘째, 취업 스트레스(독립변수)가 자아존중감(매개변수)에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과, 취업 스트레스는 자아존중감에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉 취업 스트레스가 높을수록 자아존중감이 낮다고 할 수 있다. 셋째, 취업 스트레스(독립변수)와 자아존중감(매개변수)이 우울감(종속변수)에 미치는 영향에 대한 회귀분석 결과, 취업 스트레스는 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았으며, 자아존중감은 우울감에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉 자아존중감이 높을수록 우울감이 낮다고 할 수 있다. 이상의 결과를 종합해 볼 때, 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향에 대한 분석(1단계)에서 통계적으로 유의했던 관계가 취업 스트레스와 자아존중감이 우울감에 미치는 영향에 관한 분석(3단계)에서는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 볼 때, 자아존중감은 취업 스트레스와 우울감의 관계를 완전매개한다고 할 수 있다.
본 연구의 이론적 의의는 다음과 같다. 분석 결과, 취업 스트레스가 우울감에 미치는 영향은 자아존중감이라는 매개경로를 통해 설명이 가능하였다. 스트레스 과정 모델에서 스트레스원이 스트레스 결과에 영향을 미칠 때, 심리사회적 자원이 매개요인으로 작용한다는 원리와 일치하는 결과이다. 스트레스 과정 모델을 이론적 기초로 하여, 자아존중감이라는 매개변수 효과를 통하여 취업 스트레스와 우울감의 관계를 설명할 수 있다는 것이 검증되었다. 따라서 본 연구결과는 스트레스원, 매개요인(심리사회적 자원), 스트레스 결과 간의 상호작용으로 개인이 경험하는 스트레스 현상을 설명하는 스트레스 과정 모델을 지지한다고 할 수 있다.
본 연구결과에 기초한 정책방향 및 프로그램 제언은 다음과 같다. 정책방향 수립을 위한 연구결과로서 주목해야 할 점은 첫째, 취업 스트레스를 경험하고 있는 대학생의 자아존중감은 우울감을 낮추는 매개역할을 한다고 할 수 있다. 따라서 대학생의 자아존중감을 높여, 우울감을 낮추는 정책적 방안을 마련하는 것이 중요하다고 할 수 있다. 둘째, 취업 스트레스가 미치는 상대적 영향력은 자아존중감에 미치는 영향력이 가장 컸으며, 그 다음으로 사회적지지였다. 이에 취업 스트레스를 낮추고, 사회적지지를 강화하여, 자아존중감을 높일 수 있는 정책 방향이 중요할 것이다.
본 연구결과에 기초한 프로그램 제언이다. 첫째, 취업 스트레스를 낮출 수 있는 방안으로 대학 내 취업지원 프로그램 강화 및 기업과 국가의 역할 확대를 제안한다. 대학생들의 취업 스트레스와 관련한 선행연구를 검토한 결과, 취업에 대한 학교지원이 많다고 인식할수록 취업에 자신감을 갖는 것으로 나타났다. 즉 현장실습이나 인턴십 기회 제공, 취업정보 제공 및 알선, 취업특강 참여 기회 제공 등과 같은 직업의 현장성 강화를 위한 학교지원이 많을수록 학생들은 취업에 자신감을 가져 취업성공률이 높아진다는 것이다(양혜련, 2017, 194쪽). 실제 인턴십과 같은 취업실전 준비행동이 취업 스트레스를 낮추는 요인으로 작용한다고 보고되고 있기도 하다(김정아, 2014, 159쪽). 따라서 대학은 다양한 취업지원 프로그램을 제공할 수 있어야 한다.
실제 대학에서는 많은 예산을 들여 다양한 프로그램을 운영하고 있지만, 대학생들이 진로교육 서비스를 통해 정보를 얻는 수준은 낮은 실정이다. 그 이유는 학교에서 제공하고 있는 정보는 신뢰성 및 현실성이 낮거나, 인기프로그램의 경우 수강인원 제한으로 인한 장벽이 높으며, 반복되는 프로그램의 경우 교육과정이 뻔한 내용을 중심으로 이루어져 실질적으로 도움이 되지 못한다고 여기기 때문이다. 또한 교내 프로그램의 홍보가 부족하여 접근성이 낮은 것도 주요한 원인이다(김정희 외, 2017, 82쪽).
이에 대학에서는 학생들의 취업지원 프로그램의 참여를 높이기 위한 대안을 마련해야 할 것이다. 구체적으로는 첫째, 취업지원 프로그램 운영 시 대학 내 전체 학생을 대상으로 한 획일적인 내용으로 구성하기보다는 계열별, 전공별 특성에 따라 맞춤형 프로그램 제공이 이루어질 수 있도록 해야 할 것이다. 둘째, 대학 내에서 자체적으로 취업지원 프로그램을 설계하고 운영하는 것뿐만 아니라 외부 취업 컨설팅 업체와 연계하여 취업지원을 위한 다방면의 개입이 이루어질 수 있도록 해야 할 것이다. 이로써 전공계열에 따른 맞춤형 교육과정 및 외부 컨설팅 업체를 통한 전문적 개입으로 대학 내 프로그램의 신뢰성 및 현실성에 대한 인식을 제고할 수 있을 것이다.
나아가, 대학생의 취업 스트레스를 낮추기 위해서는 대학 내의 노력뿐 아니라 기업 및 정부의 지원도 필요할 것이다. 현장실습이나 인턴십 프로그램을 시행하고 있는 기업이 취업준비생의 스트레스 완화를 위하여 기업환경을 개선하도록 해야 할 것이다(양혜련, 2017, 195쪽). 정부도 대학생의 현장실습이나 인턴십 경험이 활성화될 수 있도록 대학과 기업을 지원하고, 취업준비생들에게 과도한 스트레스를 유발하고 있는 기업에 대한 감독을 강화해야 할 것이다.
둘째, 취업 스트레스는 경감하고, 사회적지지는 강화하여, 자아존중감을 높일 수 있는 방안으로 대학 내 진로 집단상담 프로그램 실시 및 확대를 제안한다. 집단상담 프로그램을 통해 집단 구성원들이 취업에 대한 고충을 나누고, 상호 교류하여, 취업 스트레스를 낮출 수 있어야 할 것이다. 실제 국내 대학생 집단상담 프로그램을 메타분석한 결과, 집단상담 프로그램의 평균 효과 크기는 상당히 크다고 할 수 있으며, 특히 진로를 주제로 한 집단상담 프로그램의 효과가 가장 큰 것으로 나타났다(김희은, 이미현, 김인규, 2020, 1448-1449쪽). 또한 집단상담 프로그램은 대학생의 자아존중감을 향상시키고 대인관계를 증진시키는데 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났는데(이지영, 2016, 53-54쪽), 이러한 결과에 근거하여 집단상담 프로그램은 대인관계를 증진시켜 대학생의 사회적지지를 강화할 수 있을 것으로 기대된다. 따라서 향후 대학 내에서 집단상담 프로그램을 확대한다면 취업 스트레스라는 동일한 어려움을 겪고 있는 집단 내 구성원들이 서로 상호작용함으로써, 취업에 대한 불안감이 완화될 수 있으며, 대인관계 증진으로 사회적지지 기반을 형성하여 자아존중감을 향상시키는 중요한 방안이 될 수 있을 것이다. 특히 진로를 집단상담 프로그램의 주제로 설정한다면, 취업을 준비하며 겪는 고충 해소와 더불어 취업정보 공유를 통해 취업 준비능력을 제고할 수 있어 그 효과가 높아질 것이다.
본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 지역적 제한이다. 본 연구의 표본은 한국 전체 대학생 모집단을 대표하지 못한다. 충북 소재 5개 학교라는 점에서 대학생이라는 모집단을 대표하기는 어렵다. 따라서 본 연구결과를 전체 대학생을 대상으로 일반화하기는 어렵다는 한계가 있다. 둘째, 학년이 고르게 분포되어 있지 못하다. 학년을 묻는 문항 중 기타를 제외한 총 98.3%의 응답지 중 총 62.7%가 1, 2학년이다. 따라서 비교적 취업 스트레스를 적게 느끼는 저학년에 표본이 편중되어 있다는 한계가 있다. 셋째, 대학생의 우울에 영향을 미칠 수 있는 보다 다양한 통제변수를 고려할 필요가 있다.
후속연구에서는 충북을 넘어 전문대학교를 비롯한 전국의 대학생들을 대상으로 하여 모집단을 대표할 수 있도록 표집방법을 개선하고 표집대상을 확장할 필요가 있다. 또한 학년별 할당을 정교하게 해야 할 것이다. 추가적으로 대학생의 우울감에 영향을 미칠 수 있는 다양한 통제변수를 고려하여야 할 것이다.
References
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