대학생의 자아분화가 진로결정수준에 미치는 영향: 진로결정자기효능감의 매개효과

1. 서 론

전생애 발달적으로 보면, 우리사회에서 대학생은 청년기에 해당하는 시기에 놓여 있다. 이 시기는 전생애 발달에서 초기발달에서 후기발달로 전환되어 가는 시기로 인생에서 중요한 시기이다. 청년기의 중요한 발달 과업 중 하나가 취업으로, 취업을 통해서 유능한 성인으로 성장하고 발달해간다(소용준, 박준성, 2016). 이러한 과정을 Bowen(1976)의 가족체계에서의 ‘자아분화(self differentiation)’ 개념을 적용하여 살펴볼 수 있다. 가족의 역동성을 총체적으로 설명한 Bowen(1976)의 자아분화는 청년기의 부적응 증상 및 문제행동과의 관계와 밀접함을 알 수 있다. 기존의 연구들은 가족의 긍정적 역동성과 발달과업 수행정도는 청년기의 행동기능과 생활에서의 적응 등에서 정적 상관이 있다(제석봉, 1989; 최현실, 김현영, 2005; Lewis, 1986). 즉, 개인이 나타내는 부적응적 행동이나 증상은 자아가 긍정적으로 분화되지 못했기에 발생한다. 한편 자아분화가 잘 이루어진 청년기의 사람들은 주어진 환경에 잘 대처하고 삶에 대한 적극적이고 의식적인 통제를 할 것이고, 자아분화가 대인관계에서 공감을 통해 상대를 이해하거나 감정을 느낄 때 긍정적 역할을 한다(이민수, 2000; Bowen, 1976).

현재 우리사회에서는 건강한 자아분화를 바탕으로 하여 자신의 선택에 최선을 다해야 하는 대학생 중 아직 자아분화가 충분히 이루어지 않은 경우도 있다. 자아분화가 잘된 대학생은 그렇지 않은 사람들에 비해 자신의 진로에 대한 계획과 준비가 철저히 되어 있을 것이다. 그러나 미분화된 자아 상태를 가진 대학생은 대학, 학과 및 전공을 본인 스스로 선택하기 어려웠을 것이고 진로에 대한 계획 또한 불분명할 것이다. 그렇기에 자아분화를 충분히 하지 못한 대학생은 대학생활 동안에 대학생 즉, 성인이 해야 할 여러 의사결정에서 자기주도적인 결정을 하지 못하는 경우가 많다. 정작 취업을 위해서 다양한 스펙을 쌓아가지만 본인이 무엇을 하고자 하는지 목적이 불분명한 경우가 다수일 것이다. 결국 적성과 무관한 학과 및 전공 선택은 직무분야 몰입에 부정적인 영향을 미치게 된다. 이러한 미분화된 자아를 가진 대학생은 진로결정수준이 부정적일 것이고 주도적인 선택을 하지 못할 것이다(김홍석, 2013; 조규판, 2008). 미분화된 자아를 가진 대학생은 취업과 관련하여 진로를 결정할 때에 부모, 교수, 동료, 센터 등을 활용하려고 노력하는데 다른 자원보다 특히, 부모의 지원에 기울이게 될 것이다. 이로 인해 미분화된 자아를 가진 대학생은 청년기의 시기에 책임 있는 의사결정을 하지 못하고 비주도적인 결정을 하게 되며, 유능한 성인의 역할을 충분히 하지 못한다.

이러한 현상의 근거를 한국문화에서도 찾을 수 있다. 우리사회의 부모자녀관계는 서구와 달리 심리·사회·경제적으로 청년기가 되어도 독립하기 어렵다. 서구 이론을 통해 살펴보면, 심리·사회·경제적 독립에서 특히, 심리적 독립을 중요하게 여기는데 우리사회에서는 부모자녀관계에서 심리적 독립보다는 밀착된 관계를 유지하는 것을 중요하게 여기고 있다((박영신, 김의철, 2004). 특히, 가족 내에서 부모자녀관계를 보면, 남자 자녀와의 관계에서보다 여자 자녀와의 관계에서 더 밀착된 관계를 보이고 있다(박영신, 김의철, 2004; 정태연 외, 2017; 한규석, 2017; 한정아, 심홍섭, 2005). 이러한 사회·문화 현상이 대학생의 건강한 자아분화를 하지 못하게 만드는 우리사회의 사회·문화적 원인이기도 하다. 청년기인 대학생 시절에도 미분화된 자아가 여전히 남아 있기 때문에 정작 본인이 취업과 관련하여 어떤 진로를 결정해야 할지 모르고 혼돈에 빠지게 된다.

주도적인 진로결정수준을 높이기 위해서는 다양한 경로들도 중요하지만 특히, 자아분화를 통해 심리적으로 독립된 자아를 형성하는 것이 중요하다. 건강하고 독립적 자아는 건강한 자의식을 형성하고 주체성(agency)을 형성할 수 있다. 형성된 주체성을 Bandura는 자기효능감을 통해서 검증할 수 있다고 하였다(김이지, 정신영, 김지애, 김지윤, 이동귀, 2011; 박순천, 백경임, 2011; Bandura, 1986; Reeve, 2008/2011). 자기효능감은 대학생활에서 자기주도적 학습 및 결정을 할 수 있는 자원이 된다. 그리고 독립된 자아는 자기주도적 결정을 이끌어 대학생활에서 취업을 위한 제반사항을 준비할 수 있게 하며, 자신의 적성을 이해하여 적성과 관련한 분야의 진로결정수준을 높일 것이다. 뿐만 아니라 자기효능감을 통해서도 진로결정수준을 높일 수 있다. 자기효능감은 성공경험을 전제하기 때문(Bandura, 1986)에 진로와 관련하여 다양한 경험은 진로결정자기효능감을 높여서 진로결정수준을 높일 것이다.

한편 자아분화, 진로결정수준, 진로결정자기효능감을 성별에 따라 구분하여 살펴볼 필요가 있다. 출생 직후부터 부모가 자녀의 성별에 따라 자녀에 대한 기대를 갖고 다른 방식으로 대하거나 양육하기 때문에 자녀가 부모로부터 받는 영향이 성별에 따라 다르다(강은주, 2000; 이수경, 김혜원, 한혜성, 백인혜, 2012; 하상희, 정혜정, 2008). 이는 사회문화적으로 성별에 따른 기대감이 다르기 때문이다. 청년기의 중요한 해결과제인 진로선택 시에 대학생의 성별에 따라서 제공할 수 있는 정보, 대처방안, 상담 방법이 다를 것이라 가정할 수 있다.

그러므로 본 연구는 우리나라 대학생이 자아분화라는 가족역동적 개념과 진로결정수준의 관계, 그리고 진로결정자기효능감의 관계를 규명하여 그 의미와 중요성을 밝히고자 한다. 연구결과를 통해 진로를 결정하는 상황에서 나타날 수 있는 부정적인 상황을 예측할 있는 정보를 제공하여 건강한 청년기를 경험도록 할 것이다. 이에 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.

• ∙연구문제 1. 대학생의 자아분화수준, 진로결정효능감, 진로결정수준에서 성별에 따른 차이를 알아본다.
• ∙연구문제 2. 대학생의 분화수준(정서인지분화, 자아통합, 가족투사, 정서단절, 가족퇴행)과 진로결정수준의 관계에서 진로결정자기효능감의 매개효과를 알아본다.
  연구문제 2-1 성별에 따른 매개효과를 알아본다.

2. 이론적 배경

3. 연구방법

4. 연구결과

1) 성별에 따른 자아분화, 진로결정자기효능감, 진로결정수준의 차이

연구대상의 성별에 따라 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준에 차이가 있는지 살펴보았다. 분석결과는 <표 1>에 제시하였다.

<표 1>

성별에 따른 자아분화 차이

첫째, 성별에 따라 자아분화에 차이가 있는지 분석하였다. 자아분화는 성별에 따른 차이가 없었다. 또한 하위변인 중에서 가족투사, 정서단절, 가족퇴행에서는 성별에 따른 차이가 없었다. 반면 정서인지분화는 남학생(M = 3.68, SD = .55)이 여학생(M = 3.42, SD = .60)보다 높았고 통계적으로 유의미한 차이가 있었으며(t_(1,377) = 4.27, p < .001), 자아통합은 남학생(M = 3.44, SD = .58)이 여학생(M = 3.32, SD = .58)보다 높았고 통계적으로 유의미한 차이가 있었다(t₍₃₇₇₎ = 1.98, p < .05).

둘째, 성별에 따라 진로결정자기효능감에 차이가 있는지 분석하였다. 진로결정자기효능감은 남학생(M = 3.57, SD = .45)이 여학생(M = 3.45, SD = .48)보다 높았고 통계적으로 유의미한 차이가 있었다(t₍₃₇₇₎ = 2.57, p < .05).

셋째, 성별에 따라 진로결정수준에 차이가 있는지 살펴보았다. 진로결정수준은 남학생(M = 3.44, SD = .63)이 여학생(M = 3.23, SD = .68)보다 높았고 통계적으로 유의미한 차이가 있었다(t₍₃₇₇₎ = 3.13, p <.01). 결과적으로 진로결정과 진로결정의 하위변인인 진로확신과 진로결정수준에서 유의미하게 남학생이 여학생보다 높게 지각하였다.

2) 자아분화, 진로결정자기효능감, 진로결정수준 간의 관계

자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준 간의 관계를 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였다. 분석결과는 <표 2>에 제시하였다. 진로결정을 중심으로 자아분화, 자아분화의 하위요인인 정서인지분화, 자아통합, 가족투사, 그리고 진로결정자기효능감이 유의미한 상관관계가 있는 것으로 확인되었다. 유의미한 상관관계를 중심으로 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.

<표 2>

자아분화, 진로결정자기효능감, 진로결정수준 간의 상관관계

첫째, 자아분화는 진로결정자기효능감과 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다(r = .36, p < .001). 세부적으로 자아분화의 하위요인별로 살펴보면, 진로결정자기효능감과 정서인지분화(r = .23, p < .001), 자아통합(r = .37, p < .001), 가족투사(r = .25, p < .001), 그리고 가족퇴행(r = .23, p < .001)과 정적 상관관계가 있었다.

둘째, 자아분화의 하위요인들과 진로결정수준의 상관관계를 정리하면, 진로결정수준과 정서인지분화(r = .12, p < .05), 자아통합(r = .27, p < .001), 그리고 가족투사(r = .12, p < .05)의 관계는 정적 상관관계를 보여주었다.

3) 자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 관계를 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 매개효과 분석 절차에 따라 회귀분석을 실시하였다. Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증방법은 다음의 3단계의 조건을 충족해야 한다. 첫째, 예측변인이 준거변인을 예언한다. 둘째, 예측변인이 매개변인을 예언한다. 셋째, 매개변인이 준거변인을 예언한다. 이 때 준거변인에 대한 예측변인의 영향이 첫 번째 단계에서보다 세 번째 단계에서 감소해야 한다.

위와 같은 조건을 검증하기 위하여 다음과 같은 단계로 분석을 실시하였다. 자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과를 분석하기 위하여 다음과 같은 단계로 분석을 실시하였다. 첫째, 자아분화가 진로결정수준에 유의미한 영향을 미치는지 검증하였다. 둘째, 자아분화가 진로 결정자기효능감에 유의미한 영향을 미치는지 검증하였다. 셋째, 자아분화와 진로결정자기효능감이 진로결정수준에 유의미한 영향을 미치는 검증하기 위하여 중다회귀분석을 실시하였다.

위와 같은 절차에 따라 자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증한 결과를 <표 3>에 제시하였다. 자아분화의 하위변인 중에서 정서인지분화, 자아통합, 가족투사는 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과 조건이 성립되었다. 그러나 정서단절과 가족퇴행은 그 조건이 성립되지 않았다.

<표 3>

대학생의 자아분화와 진로결정에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

우선 정서인지분화가 진로결정수준에 미치는 영향에 진로결정자기효능감의 매개효과를 보면, 먼저 진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 정서인지분화는 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .13, p < .05) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 정서인지분화는 유의미한 독립변인(β =.23, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 정서인지분화에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미하였다(β = .71, p < .001). 또한 정서인지분화의 영향력은 유의미하지 않아서 정서인지분화가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 4.40(p < .001)로 유의미하였다(<그림 1>).

<그림 1>

정서인지분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

자아통합이 진로결정수준에 미치는 영향에 진로결정자기효능감의 매개효과를 보면, 먼저 진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 자아통합은 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .27, p < .001) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 자아통합은 유의미한 독립변인(β = .37, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 자아통합에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미하였다(β = .69, p < .001). 또한 자아통합의 영향력은 유의미하지 않아서 자아통합이 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z= 6.97(p < .001)로 유의미하였다(<그림 2>).

<그림 2>

자아통합과 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

가족투사가 진로결정수준에 미치는 영향에 진로결정자기효능감의 매개효과를 보면, 먼저 진로결정수준 종속변인으로 한 회귀분석에서 가족투사는 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .14, p < .01) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 가족투사는 유의미한 독립변인(β = .25, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 가족투사에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미하였다(β = .71, p < .001). 또한 가족투사의 영향력은 유의미하지 않아서 가족투사가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 4.94(p < .001)로 유의미하였다(<그림 3>).

<그림 3>

가족투사와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

앞서 성별에 따라서 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준에 차이가 있었다. 따라서 성별 각각의 진로결정자기효능감의 매개효과를 분석하였다. 먼저 남학생과 여학생의 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준 간의 관계를 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였다. 분석결과는 <표 4>에 제시하였다. 남학생은 종속변인인 진로결정수준을 중심으로 정서인지분화, 자아통합, 가족투사와 유의미한 상관관계가 있는 것으로 확인되었다. 유의미한 상관관계를 중심으로 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.

<표 4>

남학생과 여학생의 자아분화, 진로결정자기효능감, 진로결정수준 간의 상관관계

첫째, 자아분화는 진로결정자기효능감과 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다(r = .31, p < .001). 세부적으로 자아분화의 하위요인별로 살펴보면, 진로결정자기효능감과 정서인지분화(r = .23, p < .01), 자아통합(r = .38, p < .001), 그리고 가족투사(r = .34, p < .001)와 정적 상관관계가 있었다.

둘째, 자아분화의 하위요인들과 진로결정수준의 상관관계를 정리하면, 진로결정수준과 정서인지분화(r = .23, p < .01), 자아통합(r = .32, p < .001), 그리고 가족투사(r = .27, p < .001)의 관계는 정적 상관관계를 보여주었다.

이에 반해 여학생은 종속변인인 진로결정수준을 중심으로 자아분화의 하위변인인 자아통합(r = .21, p < .01), 진로결정자기효능감(r = .68, p < .001)과 정적 상관관계가 있었다.

Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증 절차에 따라 남학생의 자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증한 결과를 <표 5>에 제시하였다. 남학생만을 대상으로 한 경우 자아분화의 하위변인 중에서 정서인지분화, 자아통합, 가족투사는 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과 조건이 성립되었다. 그러나 정서단절과 가족퇴행은 그 조건이 성립되지 않았다.

<표 5>

남학생의 자아분화와 진로결정에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

먼저 진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 정서인지분화는 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .23, p < .01) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 정서인지분화는 유의미한 독립변인(β = .23, p < .01)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 정서인지분화에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다(β = .70, p < .001). 또한 정서인지분화의 영향력은 유의미하지 않아서 정서인지분화가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 3.04(p < .01)로 유의미하였다(<그림 4>).

<그림 4>

남학생의 정서인지분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 자아통합은 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .32, p < .001) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 자아통합은 유의미한 독립변인(β = .38, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 자아통합에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다(β = .69, p < .001).

또한 정서인지분화의 영향력은 유의미하지 않아서 자아통합이 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 4.96(p < .001)로 유의미하였다(<그림 5>).

<그림 5>

남학생의 자아통합과 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 가족투사는 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .27, p < .001) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 가족투사는 유의미한 독립변인(β = .34, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 가족투사에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다(β = .71, p < .001). 또한 정서인지분화의 영향력은 유의미하지 않아서 가족투사가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 4.41(p < .001)로 유의미하였다(<그림 6>).

<그림 6>

남학생의 가족투사와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증 절차에 따라 여학생의 자아분화와 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과를 검증한 결과를 <표 6>에 제시하였다. 여학생만을 대상으로 한 경우 자아분화의 하위변인 중에서 자아통합만이 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과 조건이 성립되었다. 그러나 정서인지분화, 가족투사, 정서단절, 그리고 가족퇴행은 그 조건이 성립되지 않았다.

<표 6>

여학생의 자아분화와 진로결정에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

진로결정수준을 종속변인으로 한 회귀분석에서 자아통합은 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로(β = .21, p < .01) 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건을 충족하였다. 다음으로 진로결정자기효능감을 종속변인으로 한 회귀분석에서도 자아통합은 유의미한 독립변인(β = .34, p < .001)으로 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건을 충족하였다. 마지막으로 독립변인인 자아통합에 매개변인인 진로결정자기효능감을 추가한 회귀분석에서 진로결정자기효능감은 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다(β = .69, p < .001). 또한 정서인지분화의 영향력은 유의미하지 않아서 자아통합이 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감은 완전매개하였다. 매개효과의 효과성은 Sobel z = 4.70(p < .001)로 유의미하였다(<그림 7>).

<그림 7>

여학생의 자아통합과 진로결정수준에 대한 진로결정자기효능감의 매개효과

5. 논의 및 제언

본 연구의 목적은 대학생의 자아분화가 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감이 매개하는지를 검증하는 것이었다. 본 연구에서 밝혀진 연구 결과와 그에 대한 논의점은 다음과 같다.

첫째, 대학생의 성별에 따른 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준의 차이를 검증하였다. 자아분화의 하위 변인 중에서 정서인지분화와 자아통합에서 성별에 대한 차이가 있었다. 남학생이 정서인지분화에서 여성보다 높았다. 이는 인지적인 부분에 남성이, 정서적인 부분에 여성이 민감함을 검증한 결과라고 할 수 있다(장휘숙, 2013; 정옥분, 2014; Berk, 2010). 또한 남학생의 자아통합이 여학생보다 높았는데 이는 최인재(2007)의 선행연구 결과와 일치한다. 진로결정자기효능감에서도 성차를 검증할 수 있었는데 남학생의 진로결정자기효능감이 높았다. 이는 남성이 진로결정자기효능감을 높게 인식하고 있음을 밝힌 고내숙(2013)의 연구 결과와 일치하는 결과이다. 마지막으로 남학생의 진로결정수준이 여학생보다 높았는데 남학생들이 조기에 진로를 결정한다는 손은령과 손진희(2005)의 연구 결과와 일치한다.

둘째, 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준 간의 관계를 살펴보았다. 자아분화는 진로결정자기효능감과 유의미한 정적 상관관계가 있었다. 세부적으로 자아분화의 하위요인별로 살펴보면, 정서인지분화, 자아통합, 가족투사, 그리고 가족퇴행이 진로결정자기효능감과 유의미한 정적 상관관계가 있었다. 기존의 자아분화와 진로결정자기효능감과의 관계와 관련하여 본 연구는 기존연구결과를 지지하고 있었다(김영상, 2009; 박순천, 백경임, 2011; 배혜영, 2002; 손승희, 2000; 전병화, 2008). 그리고 자아분화의 하위요인 중, 정서인지분화와 자아통합, 가족투사와 진로결정수준은 유의미한 정적 상관관계가 있었다. 반면에 정서단절과 가족퇴행은 진로결정수준과의 상관관계는 통계적으로 유의미하지 않았다. 본 연구의 이러한 결과는 기존 여러 연구결과를 지지하고 있었다(고내숙, 2013; 김민정, 2008; 김영상, 2009; 배옥현, 홍상욱, 2008). 주목할 점은 본 연구에서는 정서단절을 높게 할수록 진로결정수준에 부정적임을 알 수 있었다. 그러므로 가족의 긍정적인 정서적 지원은 대학생의 진로결정수준에 긍정적일 것임을 시사하며 청년기의 건강하고 긍정적인 삶을 예측해볼 수 있는 결과임을 알 수 있었다.

셋째, 자아분화와 진로결정자기효능감과 진로결정수준의 매개효과를 검증한 결과 자아분화의 하위변인 중, 정서인지분화, 자아통합과 가족투사가 진로결정수준의 관계에서 진로결정자기효능감이 통계적으로 유의미하게 매개하는 하는 것을 알 수 있었다. 진로결정자기효능감의 매개효과와 관련한 이러한 결과는 기존 여러 연구결과를 지지하고 있었다(김이지 등, 2011; 박순천, 백경임, 2011; Bandura, 1986). 대학생의 자아분화를 통해서 진로결정수준을 높이기 위해서는 특히, 진로와 관련하여 진로결정자기효능감을 높여야 함을 알 수 있었다. 이는 대학생이 자아분화를 통해서 진로결정수준을 높이는 것만이 아니라 진로결정자기효능감처럼 진로와 관련하여 다각적인 경험을 통해서 진로결정자기효능감을 높여야 진로결정수준을 높일 수 있음을 시사한다. 대학생이 진로를 결정할 때, 성숙한 자아통합을 한 대학생은 진로결정수준에 긍정적임을 알 수 있었다. 그리고 가족들에 대한 낮은 투사를 하는 경우 진로결정수준에 긍정적임을 알 수 있었다. 또한 정서적 단절은 대학생에게 있어서 진로결정수준에 부정적임을 알 수 있었다. 이는 대학생이 진로결정을 할 때, 스스로의 결정을 할 수 있는 자아통합이 필요하고 가족의 투사를 낮추며 건강한 정서적 지원이 높을수록 진로결정을 잘 할 수 있음을 시사한다. 뿐만 아니라 대학생의 높은 진로결정자기효능감은 스스로 진로결정수준을 높이는 것을 알 수 있어 진로와 관련하여 효능감을 높이는 것이 중요함을 시사한다. 효능감을 높이기 위해서는 대학생활에서 진로결정과 관련한 활동프로그램을 통해서 진로 및 취업과 관련하여 많은 경험을 쌓는 것이 중요하다.

넷째, 성별을 구분하여 자아분화의 하위변인, 진로결정자기효능감, 진로결정수준의 매개효과를 검증하여 비교한 결과 차이가 있었다. 남학생의 경우 자아분화의 하위변인 중에서 정서인지분화, 자아통합, 가족투사와 진로결정수준을 진로결정자기효능감이 완전매개하고 있었다. 이에 반해 여학생의 경우에는 진로결정자기효능감이 가족투사와 진로결정수준에서만 완전매개하였다. 즉, 정서인지분화와 자아통합에 대해 다른 결과를 볼 수 있었다. 이러한 결과는 인지적인 부분에 남성이, 정서적인 부분에 여성이 민감함을 시사하는 결과이다(강은주, 2000; 이수경 등, 2012; 장휘숙, 2013; 정옥분, 2014; 하상희, 정혜정, 2008; Berk, 2010). 즉, 부모자녀관계에서 부모가 자녀를 양육하며 성별에 따라 건강한 자아분화의 과정이 다를 수 있음을 알고 자녀의 정서적 자주성과 개성화에 대한 관심과 이해가 필요하다.

다섯째, 자아분화에 대해서 문화적으로도 해석할 수 있다. 서구와 달리 상호협조적 자아를 추구하는 문화이다보니 우리사회에서는 부모자녀관계에서 심리적 독립보다는 밀착된 관계를 유지하는 것을 중요하게 여기는 경우가 많다. 그렇기에 자아분화와 관련하여 하위변인에서 일부에서만 자아분화와 진로결정수준에서 진로결정자기효능감의 매개효과가 있었고 이는 우리사회의 부모자녀관계에 대한 특성을 시사하는 결과이다(박영신, 김의철, 2004; 정태연 외, 2017; 한규석, 2017; 한성열, 한민, 요시요키, 심경섭, 2015; 한정아, 심홍섭, 2005). 건강한 자아분화를 위해서는 우리사회가 상호협조적 자기(self)와 관련된 문화권임을 이해하며 부모자녀관계에서 부모는 자녀의 독립심과 주체성에 대한 관심을 갖고 자녀는 자신의 자아분화를 위해 정서적 자주성을 키울 수 있어야 할 것이다.

본 연구의 한계와 제언을 한다. 자아분화의 하위 변인 중, 정서단절과 가족퇴행은 진로결정수준에 미치는 영향에서 진로결정자기효능감이 통계적으로 유의미하게 매개하지 않았다. 이러한 결과에 대해서는 추후 연구에서는 심층적인 면접을 통해서 그러한 이유가 무엇인지 질적으로 알아보고 이해할 필요가 있겠다. 둘째, 대학생의 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준의 관계에 대해서 양적인 연구뿐만 아니라 질적 연구를 통해서 심층적인 결과를 제시한다면 대학생의 자아분화, 진로결정자기효능감, 그리고 진로결정수준의 관계에 대해서 양적으로나 질적으로 충분한 정보를 제시할 수 있을 것이다. 셋째, 자아분화와 관련하여 대학생만을 대상으로 연구를 진행하였는데 추후 연구에서는 다양한 세대에서 자아분화를 연구할 필요가 있다. 이를 통해 대학생의 건강한 정서적 자주성을 밝히는 것도 필요하다.

Acknowledgments

본 논문은 김가미의 석사학위 논문을 수정·보완한 것임.

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