남녀 고등학생 청소년이 지각한 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향과 긍정심리자본의 조절 효과

1. 서 론

청소년기는 아동기에서 성인기로 전환되는 발달과정 상 신체적, 인지적, 사회적 측면에서 급격한 변화를 경험하면서 청소년들이 감정 기복이 심해지고 정서적으로 불안하기 쉬운 시기다. 특히 고등학생은 대학입시를 비롯한 진로 관련 스트레스로 정신건강 측면에서 취약해질 수 있다. 대부분 가정이 과도할 정도로 교육열이 높아 진로 관련 스트레스가 심한 고등학생은 우울, 불안 등의 정신건강 문제를 경험할 가능성이 큰 편이다. 통계청과 여성가족부(2020)가 발표한 ‘2020 청소년 통계’에서는 고등학생 10명 중 3명(29.4%)이 최근 1년 내 우울감을 경험한 것으로 나타났고, 청소년 고민 상담유형도 정신건강이 18.1%로 1순위인 정보 제공(18.2%)과 거의 같은 비율로 높게 나타났다. 이상영(2015)에 따르면 중고등학생의 삶에 대한 불안 정도는 10점 만점에 4.7점으로 나타났는데, 이는 청소년들이 자신의 삶에 대해 느끼는 불안의 정도가 심각한 수준은 아니나 일정 정도 존재함을 뜻한다. 같은 연구에서 중학생보다 고등학생의 불안점수(5.0-5.2)가 더 높게 나타났는데 고등학생이 중학생보다 대학입시 등에 대한 정신적 압박감을 더 느끼기 때문에 나타나는 현상으로 해석하였다.

청소년의 정신건강 문제는 우리나라만 겪고 있는 것은 아니다. 세계보건기구(WHO, 2021a)에 따르면 전 세계 아동·청소년 중 약 20%가 정신건강 문제를 가지고 있으며, 가장 흔한 정신건강 문제는 우울과 불안으로 우울은 15세-19세 청소년의 질병 및 장애의 4번째 주요 원인으로, 불안은 9번째 원인으로 고립이나 외로움을 악화시키고 심한 경우 자살로 이어질 수 있다고 경고한다. 무엇보다도 이러한 청소년기 정신건강 문제에 적절한 개입이 이루어지지 않는다면 정신건강 문제는 성인기까지 이어지며 만족스러운 삶을 누릴 기회를 제한한다(WHO, 2021b). 이처럼 청소년의 정신건강 문제는 향후 성인기까지 지속할 위험이 있으므로 더욱 주목할 필요가 있다.

선행연구에서 청소년의 정신건강에 대한 성별 분석결과를 살펴보면 여자 청소년이 남자 청소년보다 더 취약한 것으로 일관되게 보고된다(김미진, 정정희, 2019; 송희승, 2018; 이보혜, 2019; 정소희, 이경희, 2016; 황혜원, 2016; Juul, Hjemdal, & Aune, 2021).

청소년의 정신건강 증진을 위해서는 정신건강에 위협이 되는 위험요인을 찾아내 이를 완화할 수 있는 지원이 필요하다. 손해경, 이혜정과 김미영(2014)은 진로장벽을 청소년 정신건강의 위험요인으로 규정하였다. 이같이 고등학생 청소년의 경우 진로 관련 스트레스가 정신건강의 위험요인이 될 수 있다. 청소년기는 진로 탐색, 진로계획 수립, 진로 목표를 정하는 매우 중요한 시기다(이아람, 김보영, 2015). 진로 관련 결정이 청소년기뿐 아니라 성인기의 삶에 미치는 영향력을 고려하면 진로 탐색, 계획 수립, 목표 설정은 청소년들이 성취해야 할 중요한 발달과업이다. 고등학생은 진로 목표를 좀 더 구체화하고 현실적으로 접근해야 하는 시기에 직면해 있으므로 대학진학과 취업에 대한 고민 해결과 진로설계를 위해 원하는 학과나 직업에 대한 탐색, 흥미와 적성에 대한 탐색 등이 이루어져야 한다(이사라, 2018). 진로발달 이론에 따르면 청소년기는 진로 탐색이 본격적으로 진행되면서 진로장벽을 지각하게 된다(홍지선, 계은경, 2016). 진로장벽은 진로계획이나 선택 과정에서 내적, 외적 목표 성취의 방해 요인을 일컫는다(손은령, 2001).

진로장벽이 우울, 불안과 같은 청소년 정신건강에 어떤 영향을 미치는지 살펴본 국내연구는 부족한 실정이다. 양미진, 허자영, 채민정과 김경민(2010)은 진로장벽에 대한 반응으로 우울을 주목하였고 적절한 개입이 이루어지지 않으면 만성적인 우울 혹은 다른 문제가 발생할 가능성이 있다고 보았다. 입시 중심의 교육풍토에서는 진로 결정 과정에서 적성이나 흥미보다는 성적을 우선으로 고려한 결정을 하는 경향 때문에 청소년은 진로선택과 관련된 불안을 경험한다(김성자, 김순미, 이현림, 2008). 이상영(2015)의 연구에서 청소년들이 불안을 느끼는 개인적 문제 중 가장 큰 요인은 학업 문제(32.9%), 미래에 대한 불안(28.2%)으로 나타났다. 학업 문제 및 미래에 대한 불안은 대학진학을 비롯한 진로에 대한 장벽으로 지각될 수 있다. 이같이 진로 탐색이나 선택 관련 어려움이 있으면 우울 및 불안을 경험할 가능성이 크다.

청소년 정신건강 증진을 위해서는 위험요인뿐 아니라 정신건강에 긍정적인 영향을 미치는 보호요인의 인과적 관련성을 검증해보는 것도 필요하다. 청소년의 정신건강 문제는 보호요인을 통해 완화될 수 있기 때문이다. 최근 청소년의 긍정적인 발달에 관한 관심이 높아지면서 긍정심리자본에 대한 논의가 활발한데 청소년 정신건강의 보호요인으로 생각해볼 수 있다. Luthans, Youssef와 Avolio(2007b)에 따르면 긍정심리자본은 도전적 과업을 성공적으로 수행하기 위한 자기효능감, 목표를 위해 인내하고 이를 달성할 수 있다는 희망, 현재와 미래의 성공에 대한 낙관적인 태도, 문제나 역경에 직면했을 때 다시 본래의 상태로 되돌아오거나 이를 뛰어넘을 수 있는 탄력성을 말한다. 즉, 긍정심리자본은 자기효능감, 희망, 낙관성, 탄력성으로 구성된 복합적인 심리적 역량으로 개념화된다(Luthans, Avolio, Avey, & Norman, 2007a). 긍정심리자본은 개인의 노력으로 개발될 수 있으며, 다양한 학습 및 훈련을 통해 개발될 수 있다(김성호, 2016). 긍정심리자본은 개인의 약점보다는 강점에 초점을 두며 긍정적인 심리상태의 유지와 향상, 지속적인 관리가 가능하다는 점에서(이지연, 2017), 청소년의 정신건강에 보호요인으로 작용할 수 있다.

긍정심리자본이 정신건강에 미치는 영향은 주 효과와 조절 효과로 설명할 수 있다. 주 효과는 위험요인과 상관없이 긍정심리자본이 직접 정신건강에 미치는 영향을 일컫고 조절 효과는 위험요인과 정신건강 간 관계에서 위험요인의 영향을 긍정심리자본이 조절하는 것을 말한다. 긍정심리자본이 진로장벽과 같은 스트레스 요인을 극복하는 데 도움을 줘 우울·불안과 같은 정신건강 문제를 낮추는 작용을 할 것으로 기대해볼 수 있으나 청소년 정신건강에 영향을 미치는 보호요인으로서 긍정심리자본의 조절 효과 연구는 양적으로 적은 편이다. 게다가 선행연구에서는 자기효능감, 희망, 낙관성, 탄력성의 개별적인 효과성 연구(김원영, 서봉언, 김경식, 2017; 김태성, 2013; 손해경 외, 2014; 송순택, 최희철, 2020; 이은희, 손정민, 2011; 정문경, 2015)가 대부분이다. Luthans et al.(2007b)는 긍정심리자본을 통합된 차원으로 이해하는 것을 강조하였는데, 긍정심리자본 하위요인들의 개별적인 효과성보다 긍정심리자본이라는 포괄적 개념으로 통합적으로 작용했을 때 더 높은 효과성을 보인다고 하였다. 이에 본 연구에서는 긍정심리자본의 하위요인이 아닌 통합된 심리적 역량에 초점을 두어 진로장벽과 청소년 정신건강 간 관계에 긍정심리자본이 어떻게 작용하는지 살펴보고자 한다.

한편 청소년은 발달과정 상 다양한 측면에서 성별로 다르므로 정신건강에 영향을 미치는 요인 규명에 있어서도 성별을 고려할 필요가 있다. 청소년의 진로장벽과 긍정심리자본이 정신건강에 미치는 영향도 성별에 따라 다를 것으로 가정해 볼 수 있다. 그동안 진로장벽에 대한 성별 논의는 여성의 진로선택에 있어서 경험하는 어려움에 초점을 두었는데 여성 고유의 진로장벽, 예를 들어 제한된 직업의 기회나 직장과 가정에서의 다중역할 등이 여성의 진로계획이나 진로 목표 실현을 어렵게 만들 수 있다고 보았다(김영경, 2020). 우리나라에서 진로장벽의 성별 분석결과를 보면 여학생이 남학생보다 진로장벽을 더 높게 지각한다는 연구(손은령, 2001; 이명숙, 2003)와 남학생의 진로장벽 평균이 더 높게 나타난 연구(이윤주, 김경화, 민하영, 2008; 전주연, 송병국, 2014), 진로장벽의 하위요인별로 일관성 있는 성별 차이가 나타나지 않은 연구(김은영, 2001; 이기학, 2003; 이사라, 2018; 이상희, 2005) 등 연구결과가 혼재된 실정이다. 선행연구에서는 긍정심리자본의 성별 분석결과도 일관되지 않게 보고되고 있는데 남학생이 여학생보다 긍정심리자본을 높게 지각한다는 연구(어영미, 2018; 정동숙, 2018)와 성별로 다르지 않다는 연구가 공존한다(이지연, 2017; 전주연, 송병국, 2014).

청소년 정신건강의 성별 차이에 대해서는 비교적 일관된 연구결과가 축적되어 있으나 진로장벽과 긍정심리자본 관련 성별 차이는 선행연구들 사이에 연구결과가 일치를 보이지 못하고 있다. 게다가 많은 선행연구에서 성별을 통제변수로 설정하거나 여학생 혹은 남학생과 같이 한 집단만을 연구대상으로 하였다. 이 연구는 남녀 고등학생 청소년을 대상으로 진로장벽이 청소년의 정신건강에 미치는 영향력과 긍정심리자본의 조절 효과를 살펴보고자 한다. 이 연구의 결과는 교육기관과 지역사회 청소년복지 현장에서 효과적인 진로상담 및 진로지도 프로그램 마련을 위한 기초자료를 제공할 수 있을 것이다.

남녀 고등학생 청소년의 정신건강에 위험요인으로서 진로장벽의 영향력과 진로장벽과 정신건강 관계에서 긍정심리자본의 조절 효과를 확인하기 위해 본 연구가 설정한 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 남학생과 여학생의 진로장벽은 정신건강에 유의미한 영향을 미치는가?

둘째, 남학생과 여학생의 긍정심리자본은 진로장벽과 정신건강 간 관계를 조절하는가?

2. 선행연구검토

3. 연구방법

1) 연구모형

이 연구는 남녀 고등학생 청소년의 정신건강에 대한 진로장벽의 영향과 진로장벽과 정신건강 관계에 대한 긍정심리자본의 조절 효과를 살펴보았다. 연구문제와 선행연구 검토를 통해 설정한 연구모형은 <그림 1>과 같으며 남학생과 여학생 표본에 적용하였다.

<그림 1>

연구모형

4. 연구결과

1) 조사대상자 특성의 성별 비교

조사대상자 성별은 남학생 195명(47.2%), 여학생 218명(52.8%)으로 여학생이 더 많았다. 주요 변수의 특성을 성별로 비교한 결과는 <표 1>과 같다.

<표 1>

주요 변수의 성별 비교

학업성취도는 반 석차로 구분하였는데, 5등 이내가 남학생 23.6%, 여학생 18.3%이고 21등 이하는 남학생 9.7%, 여학생 15.1%로 남학생 표본의 학업성취도가 더 높은 편으로 나타났지만 두 집단 간 학업성취도 차이는 유의미하지 않았다. 경제 수준은 여학생이 좋은 편으로 응답한 비율이 36.2%로 남학생 28.7%보다 높은 비율을 보이고 있으나 그 차이는 통계적으로 유의미하지 않았다.

진로장벽의 성별 차이는 통계적으로 유의미했는데 여학생이 2.29점으로 남학생 2.19점보다 유의미하게 높은 수준이었다. 이는 여학생이 남학생보다 진로장벽 평균점수가 높다고 보고한 선행연구와 일치하는 결과이다(박은주, 2011; 이사라, 2018). 이현주(2005)는 여성이 남성보다 더 많은 사회적 역할을 요구받고 있어 진로발달 및 성취에 부정적 영향을 받고 있으며 이로 인해 여학생이 남학생보다 더 많은 장애를 지각하고 있다고 해석하였다.

긍정심리자본은 변환 평균점수가 남학생 3.46, 여학생 3.37로 남녀 학생 모두 중간값 3을 상회하였다. 청소년을 대상으로 한 선행연구의 결과를 살펴보면, 최아라(2021)에서 긍정심리자본의 평균점수는 3.48점, 정은과 정미라(2017)에서는 3.46점, 이지연(2017)은 3.38점, 장용희와 이재신(2017)은 3.2점으로 중간값을 약간 상회하여 상대적으로 긍정적인 성향을 보인 결과와 비슷하다. 성별 차이는 남학생의 긍정심리자본 점수가 여학생보다 다소 높은 것으로 나타났지만 그 차이는 유의미하지 않았다. 이는 남학생이 여학생보다 긍정심리자본의 점수가 높았으나 그 차이가 통계적으로 유의하지 않다고 보고한 이지연(2017)과 일치한다.

조사대상 청소년의 정신건강은 변환 평균점수가 남학생 2.02, 여학생 2.24로 우울·불안 정도가 중간값 2.5보다 낮았다. 성별로 살펴보면 남학생과 비교해 여학생의 우울·불안이 높은 것으로 나타났으며 두 집단 간 차이는 유의미하였다. 이는 여학생의 정신건강이 남학생보다 유의미하게 나쁘다고 보고한 선행연구와 일치하고 있다(김미경, 김양희, 황사라, 정익중, 2012; 배정은 외, 2020; 이보혜, 2019; 이순희, 2018).

2) 주요 변수의 상관관계 분석

남녀 고등학생 청소년의 진로장벽, 긍정심리자본, 정신건강의 상관관계 분석결과는 <표 2>와 같다.

<표 2>

남학생과 여학생의 주요 변수 간 상관관계

남학생은 진로장벽이 우울·불안으로 측정한 정신건강에 정적 상관관계(r=.36, p<.001), 긍정심리자본은 정신건강에 부적 상관관계(r=-.28, p<.001)가 있는 것으로 나타났다. 즉, 진로장벽을 높게 인식할수록 우울·불안 수준이 높았고, 긍정심리자본이 낮을수록 우울·불안 수준이 높은 관계를 보여주고 있다. 남학생의 진로장벽은 긍정심리자본과 부적 상관관계(r=-.48, p<.001)로 진로장벽을 높게 인식할수록 긍정심리자본이 낮은 것으로 나타났다. 여학생도 마찬가지로 진로장벽은 정신건강 문제에 정적 상관관계(r=.32, p<.001)를, 긍정심리자본은 부적 상관관계(r=-.34, p<.001)로 나타났으며, 진로장벽은 긍정심리자본(r=-.36, p<.001)과 부적 상관관계로 나타났다.

3) 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향

<표 3>은 남학생과 여학생의 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향을 확인하기 위해 각각 위계적 회귀분석을 실시한 분석결과이다. 모델 1에서 통제변수로 학업성취도, 경제 수준을 포함하였고, 모델 2는 진로장벽을 투입하였다. 남학생의 경우 통제변수만 투입된 모델 1의 설명력은 7.6%이고, p<.001 수준에서 통계적으로 유의미하였다. 모델 2의 설명력은 16.2%로 모델 1과 비교해 설명력이 8.6% 증가하였고 이는 통계적으로 유의미하였다. 즉, 남학생의 진로장벽은 정신건강에 유의미한 영향요인으로, 진로장벽을 높게 인식할수록 우울·불안으로 살펴본 정신건강이 좋지 못한 것으로 나타났다.

<표 3>

남녀 고등학생 청소년이 지각한 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향

여학생의 경우 모델 1의 설명력은 3.5%이고 이 모델은 p<.01 수준에서 통계적으로 유의미하다. 모델 2의 설명력은 10.2%로 모델 1과 비교해 설명력이 7% 증가하였고, 통계적으로 유의미하였다. 모델 2에서 진로장벽은 여학생의 정신건강에도 유의미한 영향요인으로 확인되었는데, 진로장벽을 높게 인식할수록 정신건강이 좋지 못한 것을 의미한다.

진로장벽은 남녀 고등학생 모두 우울·불안으로 살펴본 정신건강의 유의미한 영향요인으로 확인되었다. 이는 손해경 외(2014)의 연구와 일치하는 결과다.

4) 진로장벽과 정신건강 관계에서 긍정심리자본의 조절 효과

<표 4>는 남녀 고등학생 청소년의 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향에 대한 긍정심리자본의 조절 효과를 살펴본 것이다. 조절 효과 분석은 3단계로 1단계에서는 독립변수와 종속변수 간, 2단계는 독립변수, 조절변수와 종속변수 간, 3단계는 독립변수, 조절변수, 상호작용 항(독립변수*조절변수)과 종속변수 간 회귀분석으로 이루어진다. 조절 효과 분석결과에서는 3단계에서 상호작용 항을 회귀 식에 투입하였을 때 Ｒ²이 통계적으로 유의미하게 증가했으면 조절 효과가 있다고 본다.

<표 4>

남녀 고등학생 청소년이 지각한 진로장벽과 정신건강 관계에서 긍정심리자본 조절 효과

<표 4>에서 1단계는 독립변수인 진로장벽을 투입한 회귀분석 결과이고 2단계는 조절변수인 긍정심리자본을 추가로 투입한 결과이다. 3단계는 진로장벽 점수와 긍정심리자본 점수를 평균 중심화(centering)하여 곱한 상호작용 변수를 회귀 식에 투입한 결과이다.

<표 4>에 제시되었듯이 긍정심리자본이 정신건강에 미치는 주 효과는 남학생(β=-.190, p<.05)과 여학생(β=-.264, p<.001) 모두 유의미한 것으로 나타났다. 그러나 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향을 긍정심리자본이 조절하는 효과는 남학생의 경우만 유의미하였다.

긍정심리자본의 조절 효과는 진로장벽과 긍정심리자본의 상호작용 값이 정신건강의 변량에 대해 유의미한 설명력을 보이면 긍정심리자본에 따라 정신건강에 대한 진로장벽의 영향이 조절되는 것을 의미한다. 먼저 남학생의 조절 효과 회귀분석을 살펴보면 독립변수만 투입된 1단계의 설명력은 16.2%, 독립변수와 조절변수가 투입된 2단계는 17.7%, 상호작용항이 투입된 3단계는 20.2%로 R² 변화량이 점점 증가한다는 것을 알 수 있으며, 3단계에서 R² 변화량은 p<.05 수준에서 유의미한 것으로 나타났다. 3단계에서 상호작용항의 영향력(β=-.176, p<.05)은 유의미하였으며, 남학생의 긍정심리자본은 진로장벽과 정신건강 간의 관계에서 유의미한 조절작용을 하는 것으로 나타났다. 이는 긍정심리자본이 낮은 남학생은 진로장벽이 우울·불안으로 살펴본 정신건강에 미치는 부정적 영향이 더 강력함을 의미한다. 여학생의 경우 진로장벽과 정신건강 간 관계에 있어 조절 효과는 없는 것으로 나타났다.

남학생의 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향에 대한 긍정심리자본의 조절 효과의 유의성을 검증하기 위하여 PROCESS macro 프로그램을 활용하여 긍정심리자본의 조건부효과를 탐색하였다. <표 5>는 남학생의 긍정심리자본의 특정 값에서 진로장벽이 정신건강에 미치는 효과를 분석한 것이다.

<표 5>

남학생의 긍정심리자본에 따른 조건부효과

조절변수의 특정 값에서 독립변수가 종속변수에 미치는 영향의 조건부효과를 분석한 결과 평균 중심화한 긍정심리자본 수준이 평균(M)일 때와 낮을 때(-1SD) 유의미하였다(p<.001). 즉, 긍정심리자본의 수준이 평균(M) 및 평균보다 낮은(-1SD)경우에만 긍정심리자본의 조절 효과가 유의미하였다.

특정 값 선택방법을 사용하여 조절 효과에 대한 그래프를 <그림 2>에 제시하였다. 유의미한 상호작용의 패턴을 확인하기 위하여 긍정심리자본을 저집단, 중집단, 고집단으로 각각 나누어 평균의 변화량을 살펴보았다. 긍정심리자본 세 집단 모두 진로장벽이 높을수록 우울·불안으로 살펴본 정신건강 문제가 높은 것으로 나타났지만 긍정심리자본 수준이 높은 집단과 비교하여 낮은 집단의 기울기가 가파른 것으로 나타났다.

<그림 2>

남학생의 진로장벽과 정신건강의 관계에서 긍정심리자본의 조절 효과

특정 값에서 조건부효과를 검증하는 단순 기울기 분석을 보완하기 위해 조절변수의 전 범위에 대하여 Johnson-Neyman 방법(조명등분석법)으로 조절변수의 유의성 영역을 확인하였다. Johnson-Neyman 방법은 조절변수 값에 따른 조절 효과가 어느 영역에서 유의한지를 파악하는 분석방법이다. 분석결과 남학생의 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향은 평균 중심화한 긍정심리자본 값이 0.370보다 낮은 영역에서 조절 효과가 유의미하였다. 이러한 조절 효과는 긍정심리자본이 증가하면서 점차 감소하다가 0.370(변환평균점수 3.83점)이상 구간에서는 조절 효과가 더이상 유의미하지 않았다. 즉, 긍정심리자본은 긍정심리자본 점수가 3.83점보다 낮은 영역에서 진로장벽과 정신건강 관계를 조절하는 역할을 하였다. 이러한 영향이 유의미한 비율은 남학생의 78.97%였고, 긍정심리자본 값이 3.83점 이상인 21.03%는 유의미하지 않게 나타났다.

5. 결론 및 함의

본 연구는 남녀 고등학생 청소년의 정신건강에 위험요인으로서 진로장벽의 영향력과 진로장벽과 정신건강 관계에서 긍정심리자본의 조절 효과를 확인하였다. 주요 연구결과는 다음과 같다.

첫째, 남학생과 여학생 모두 지각한 진로장벽이 높을수록 우울·불안으로 측정한 정신건강이 유의미하게 취약한 것으로 확인되었다.

둘째, 진로장벽과 정신건강 관계에서 긍정심리자본의 조절 효과를 성별로 살펴본 결과 남학생만 긍정심리자본이 진로장벽과 정신건강 간 관계를 조절하는 것으로 나타났고, 여학생은 조절 효과가 없었다. 남학생 긍정심리자본의 조절 효과의 유의성을 검증하기 위해 특정 값 선택방법과 Johnson-Neyman 방법을 적용해 분석한 결과 남학생의 진로장벽이 정신건강에 미치는 영향은 긍정심리자본이 낮은 영역에서 유의미했고 긍정심리자본이 높은 영역에서는 유의미하지 않은 것으로 나타났으며 이러한 영향이 유의미한 비율은 남학생의 78.97%였다. 여학생은 긍정심리자본 점수가 높을수록 우울·불안으로 살펴본 정신건강이 긍정적이었으나 이는 진로장벽과 상관없이 정신건강에 영향을 미치는 긍정심리자본의 주 효과이고 진로장벽이 미치는 부정적 영향을 완화하는 조절 효과는 없는 것으로 확인되었다.

주요 연구결과에 기반하여 청소년 정신건강 증진을 위한 실천적 제언을 정리하면 다음과 같다.

첫째, 진로장벽이 남학생과 여학생 모두 정신건강에 부정적인 영향을 강력하게 미치는 것으로 확인된 연구결과에 기반하여 진로장벽에 초점을 맞춘 진로지도 및 진로상담이 필요하다. 경제, 산업, 기술 등에서 급변하는 4차 산업혁명 시대의 청소년은 진로 관련 스트레스가 매우 높다. 고등학생이 되면 진로에 관한 생각을 전보다 진지하게 하면서 진로에 대한 정보 추구, 미래에 대한 상상, 가정형편과 같은 현실적 요소에 대한 판단이 이루어진다. 진로 탐색 과정에서 청소년은 자신의 진로 관련 선택 및 목표 달성 등을 방해하는 진로장벽을 구체적으로 지각하게 된다. 정신건강에 미치는 진로장벽의 영향력을 고려하여 교육기관과 청소년 관련 기관에서 수행하는 진로상담 및 교육에 있어서 진로장벽에 대한 구체적인 개입 방안을 논의할 필요가 있다. 진로장벽의 내적 요인이라고 할 수 있는 심리적 측면의 장벽을 해소하도록 돕는 인지행동적 접근과 진로장벽의 외적 요인으로서 부모의 경제력이나 학교 진로체험 프로그램의 제약과 같은 환경에서 비롯되는 장벽을 넘을 수 있도록 지원하는 제도 및 서비스 제공을 지역 교육청의 진로진학 지원센터, we센터, 학생교육문화원, 교육복지실이 설치된 학교, 지역사회의 청소년 유관기관 등이 실행할 수 있다. 개입 방안에는 충분한 진로정보 제공, 미래불안에 대한 적극적 대처, 진로과정의 경제적 어려움을 해결할 수 있는 국가장학금제도, 정부 지원 직업훈련 등에 대한 안내가 기본 요소가 될 수 있다.

둘째, 남학생의 경우 진로장벽이 정신건강에 미치는 부정적 영향을 낮추는 완충 기제로 긍정심리자본이 작동하는 점을 고려하여 남자 청소년의 정신건강 증진을 위해 그들의 긍정심리자본을 강화하는 개입 방안이 필요하다. 진로장벽을 지각해도 긍정심리자본이 탄탄한 청소년은 진로장벽이라는 정신건강 위험요인의 부정적 영향을 낮출 수 있다. 긍정심리자본은 기질적인 성향이라기보다는 시간에 따라 개발 및 개선될 수 있는 발전 가능한 요소이므로 궁극적으로 개인의 역량으로 발전할 수 있다. 긍정심리자본의 네 가지 요인인 자기효능감, 희망, 낙관성, 탄력성이 상호작용하고 다양한 학습과 훈련을 하면 긍정심리자본을 개발하고 관리할 수 있을 것이다(정세환, 2019). 긍정심리자본은 청소년의 정신건강 보호 및 증진 기반이 될 수 있어 남학생의 진로상담 및 진로지도에 긍정심리자본을 향상시킬 수 있는 개인 상담이나 집단프로그램을 연계해 운영할 필요가 있다. 창의적 체험 활동시간에도 진로 관련 활동 기회를 제공하긴 하나 대부분 학급 단위의 교육, 강당에서 이루어지는 대규모 교육, 방송강의 등의 방식으로 이루어지는 한계가 있다. 현재 고등학교 및 교육청에서 이루어지는 진로상담이나 진로지도는 입시 중심, 대학진학 중심의 진로 및 직업 탐색, 직업의 세계 체험 등으로 운영되고 있는데 긍정심리자본의 하위요인인 자기효능감, 희망, 낙관성, 탄력성을 발달시킬 수 있는 상담과 교육이 진로프로그램에 반영될 필요가 있다. 이기동(2015)은 고등학생을 대상으로 한 긍정심리자본 증진에 초점을 둔 집단상담 프로그램이 진로장벽 해소 및 진로 태도성숙에 효과를 거둔 것으로 보고하였다.

셋째, 여학생의 경우도 조절 효과는 없었지만 긍정심리자본 점수가 높을수록 정신건강이 유의미하게 좋은 것으로 나타났기 때문에 정신건강 증진을 위해 긍정심리자본의 강화가 필요하다. 긍정심리자본을 강화하기 위해서는 청소년을 둘러싼 다양한 환경에서 이를 활용하는 전략이 필요하다. 학교에서는 교과목과 연계 혹은 창의적 체험활동 시간에 긍정심리자본을 강화하는 프로그램을 운영할 수 있을 것이다. 긍정심리자본이 잘 형성되어 있는 청소년들은 그렇지 않은 청소년들보다 자신의 가치를 긍정적으로 평가하여 만족스러운 방향으로 자신을 발전시킬 수 있다(최아라, 이숙, 2016). 긍정심리자본은 다양한 생활경험이나 학습된 훈련 등을 통해 변화될 수 있으며 환경적인 영향을 많이 받게 되는 청소년기의 경험은 긍정심리자본 발달에 크게 영향을 미치므로 교육기관과 지역사회 유관기관 및 단체의 역할이 매우 중요하다.

이 연구의 주요 제한점은 다음과 같다. 첫째, 조사대상 청소년이 대전광역시에 소재한 8개 고등학교 학생으로 지역적 한계와 함께 조사 편의성과 접근성을 고려한 유의표집이라는 한계가 있으므로 연구결과를 일반화하는데 이를 감안하여야 할 것이다. 둘째, 이 연구는 통제변수로 학업성취도와 경제력만 포함하여 청소년 정신건강에 영향을 미치는 가족·학교와 관련된 다른 여러 요인을 통제변수로 고려하지 않은 연구결과라는 제약이 있다. 셋째, 횡단자료를 사용한 분석결과이므로 청소년의 진로장벽, 긍정심리자본, 정신건강 간 인과관계의 방향에 대한 명확한 결론 도출에 다소 한계가 있다.

Acknowledgments

이 논문은 2020년도 충남대학교 학술연구비에 의해 지원되었음.

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