간호대학생의 진로행동에 영향을 미치는 요인에 대한 경로 분석-사회인지 진로이론을 중심으로

Path Analysis of Factors Influencing Career Preparation Behavior of Korean Nursing Students – Based on Social Cognitive Career Theory

Article information

Child Health Nurs Res. 2017;23(1):10-18

Publication date (electronic) : 2017 January 31

doi : https://doi.org/10.4094/chnr.2017.23.1.10

Hyun Young Koo ¹, Ok Kyoung Park ², Sun Young Jung^,¹

¹College of Nursing, Catholic University of Daegu, Research Institute of Nursing Science, Daegu, Korea

²Department of Nursing, Suseong University, Daegu, Korea

구현영¹, 박옥경², 정선영^,¹

¹대구가톨릭대학교 간호대학·간호과학연구소

²수성대학교 간호과

Corresponding author Sun Young Jung College of Nursing, Catholic University of Daegu, 33 Duryugongwon-ro 17 gil, Nam-gu, Daegu 42472, Korea TEL +82-53-650-4977 FAX +82-53-650-4392 E-MAIL jungsy@cu.ac.kr

Received 2016 September 20; Revised 2016 December 9; Accepted 2017 January 6.

Trans Abstract

Purpose

The purpose of this study was to identify personal, contextual, and cognitive factors influencing the career preparation behavior of Korean nursing students. In this study, an examination was done of the fitness of a path model for the relationship among these factors based on the social cognitive career theory.

Methods

The participants were 413 nursing students in South Korea. Data were collected using self-report questionnaires that included self-esteem, social support, self-efficacy, outcome expectation, career decision level, and career preparation behavior. Data were analyzed using descriptive statistics, Pearson correlation analysis, and path analysis.

Results

The factors influencing career preparation behavior were self-efficacy, career decision level, self-esteem, outcome expectation, and social support. The factors influencing career decision level were self-efficacy, outcome expectation, self-esteem, and social support.

Conclusion

The findings indicate that self-efficacy is an important factor influencing the career behavior of Korean nursing students. Nurse educators should consider personal, contextual, and cognitive factors of nursing students and develop systemic career guidance programs to help nursing students' career preparation behavior.

Keywords: 간호대학생; 진로; 자존감; 자기효능감

Keywords: Students; Nursing; Career choice; Self-esteem; Self-efficacy

서 론

연구의 필요성

대학생 시기는 청소년기에서 성인기로 진입하는 발달 과정을 경험하는 단계로, 졸업 후 독립적인 사회인의 삶을 위해 자신의 진로를 결정하고, 직업 세계에 들어가기 위한 구체적인 준비를 해야 하는 때이다[1]. 진로는 단순한 직업의 의미를 넘어 일생동안 일과 관련된 체험을 말하는데, 개인은 다양한 일의 세계를 파악하여 자신에게 적합한 일을 결정하고, 전 생애에 걸쳐 일을 체험한다[2]. 개인은 진로와 관련된 결정과 행동을 해야 하는 과업에 직면하여 긴장과 스트레스를 경험하므로[3], 충분한 자기탐색과 진로탐색을 거쳐서 진로를 결정하고, 진로에 관한 행동을 시작하도록 적절한 지지와 지도가 필요하다.

진로탐색은 아동기와 청소년기를 거치면서 순차적으로 이루어지는 것이 바람직하지만, 현재 우리나라의 입시 위주 교육제도는 이러한 체계적인 진로탐색을 어렵게 한다. 특히 간호대학생은 전공을 선택할 때 자기 적성과 능력을 고려하여 숙고하기보다 진학에 임박하여 짧은 시간에 결정하고, 간호학 전공을 선택하는 주된 이유도 취업이 수월하다는 점이므로, 진로탐색에 소극적일 수 있다[4]. 더욱이 간호대학생은 대학에 입학하는 순간에 간호사라는 직업이 이미 정해진다고 생각하기 때문에, 진로결정과 준비 과정을 불충분하게 진행하기도 하고[5], 진로를 직업의 개념으로 이해하여 취업에 관한 문의와 정보제공 위주의 진로지도를 받기도 한다. 진로 개념이 직업 개념보다 포괄적이고, 진로발달이 일생을 통해 이루어진다는 사실[6]을 고려하면, 간호대학생의 진로결정과 진로행동을 정확히 파악하고, 이를 기초로 적합한 진로지도를 실시하는 것은 졸업 후 간호사로서의 진로발달도 도울 것이다.

간호대학생이 임상현장에서 자신의 역할을 다하는 높은 전문성을 가진 간호사가 되기 위해서는 진로를 명확하게 이해하여 결정하는 것과 더불어 필요한 행동을 실제로 수행하는 것이 필요하다. 즉, 진로목표를 달성하기 위해서는 확고한 진로결정과 목표 설정뿐만 아니라 이에 따른 구체적인 행동이 있어야 하므로, 진로에 대한 인지적, 정의적 측면과 더불어 행동적 측면을 충분히 이해하고 파악해야 한다[7]. 그러나 간호대학생의 진로는 주로 진로정체감과 진로태도성숙 및 진로결정수준에 대해 연구되어 왔으며[4,8], 진로와 관련된 구체적인 행동이나 활동을 파악한 연구는 거의 이루어지지 못했다. 따라서 간호대학생에게 효과적이고 실제적인 진로교육과 지도를 실시하기 위해서 간호대학생의 진로행동과 이에 영향을 미치는 요인을 파악하고, 관련 요인이 어떠한 경로를 통해 진로행동에 영향을 주는지 확인하는 것이 필요하다.

Lent, Brown과 Hackett[9]은 개인의 진로결정 과정을 설명하기 위해서 Bandura[10]의 사회인지이론을 기초로 한 사회인지 진로모형을 제시하면서, 성별, 건강상태, 성향, 능력 등의 개인적 요인과 사회적 지지 등의 맥락적 요인이 자기효능감과 결과기대라는 인지적 요인에 영향을 미치고, 인지적 요인은 진로와 관련된 결정과 행동이라는 진로행동 요인에 영향을 미친다고 하였다. 자기효능감은 구체적인 과제를 수행하는 데에 필요한 행동을 조직하고 실행하는 자기 능력에 대한 신념이고[10], 결과기대는 어떤 행동을 수행하여 나타나는 결과에 대한 믿음이다[11]. 자신의 능력에 대한 확신이 없고, 별다른 결과를 얻지 못하거나 결과가 부정적일 것으로 예상한다면, 행동을 실천하지 않거나 미룰 것이고, 노력을 덜 기울일 것이며, 장애물을 만나자마자 포기할 것이다[11]. 우리나라 대학생을 대상으로 한 연구에서도 자기효능감과 결과기대는 진로선택에 유의한 영향을 미쳤으며[12], 자기효능감이 높을수록 결과기대가 높았고, 자기효능감과 결과기대가 높을수록 진로목표 추구활동이 높았다[7].

또한 Lent 등[9]의 사회인지 진로이론에 의하면, 개인 심리적 요인과 맥락적 요인은 자기효능감과 결과기대를 통해서 진로결정과 진로행동에 간접적으로 영향을 미칠 뿐 아니라, 직접적으로도 작용해서 심리적 특성과 사회적 지지 정도에 따라 진로행동이 다르게 나타난다[12]. 우리나라 대학생을 대상으로 한 연구에서도 자존감이 높을수록 진로결정수준이 높았고[13], 사회적 지지는 진로목표 추구활동에 직접 영향을 미칠 뿐 아니라 자기효능감을 통해서 간접적으로도 영향을 미쳤다[7].

간호대학생은 간호학 전공과 임상실습 경험을 통해 간호사로서의 진로에 진입하며, 졸업 후 간호사로서 임상현장에 근무하면서 진로를 계속 발달시켜 나가야 한다[14]. 즉, 간호대학생이 간호사로서 자신의 진로를 제대로 결정하고, 높은 전문성을 가진 간호사가 되기 위해 필요한 사항을 적극적으로 준비하는 것은 대학생으로서의 진로결정 뿐 아니라 졸업 후 사회인으로서의 진로발달이라는 과업의 수행도 이끌 것이다. 이에 본 연구는 Lent 등[9]의 사회인지 진로이론을 근거로 간호대학생의 개인 심리적 요인인 자존감, 맥락적 요인인 사회적 지지, 인지적 요인인 자기효능감과 결과기대가 진로행동 요인인 진로결정수준과 진로준비행동에 미치는 영향과 경로를 파악하여 변인들 간의 인과관계와 설명력을 고려한 간호대학생의 진로지도를 위한 체계적인 중재 방안을 마련하는 데에 기초 자료를 제시하고자 한다.

연구목적

본 연구의 목적은 사회인지 진로이론을 근거로 간호대학생의 진로행동에 관한 가설적 모형을 제시하고, 관련 요인 간의 직·간접적 영향력을 확인하는 것이다. 본 연구의 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 간호대학생의 개인 심리적 요인, 맥락적 요인, 인지적 요인, 진로행동 요인에 관한 가설적 모형을 제시한다.

둘째, 가설적 모형과 실제 자료 간의 적합성을 검증하고, 간호대학생의 진로행동에 관한 수정 모형을 제시한다.

셋째, 간호대학생의 진로행동에 영향을 미치는 요인 간의 직·간접적 영향력을 확인하여 경로를 규명한다.

개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구는 Lent 등[9]의 사회인지 진로이론을 토대로 하고, 간호대학생의 진로에 관한 문헌고찰과 선행연구 검토를 참고하여 관련 요인 간 관계의 틀을 설정하고, 경로의 방향을 다음과 같이 설정하였다. 간호대학생의 개인 심리적 요인인 자존감과 맥락적 요인인 사회적 지지는 인지적 요인인 자기효능감과 결과기대에 영향을 미치고, 자기효능감은 결과기대에 영향을 미친다. 인지적 요인인 자기효능감과 결과기대는 진로행동 요인인 진로결정수준과 진로준비행동에 영향을 미치고, 진로결정수준은 진로준비행동에 영향을 미친다. 또한 개인 심리적 요인인 자존감과 맥락적 요인인 사회적 지지는 진로결정수준과 진로준비행동에 영향을 미친다. 이러한 경로 설정을 바탕으로 Figure 1과 같이 가설적 경로를 구성하였다.

Figure 1.

Theoretical framework.

연구 방법

연구설계

사회인지 진로이론을 근거로 간호대학생의 개인 심리적 요인, 맥락적 요인, 인지적 요인과 진로행동 요인 간의 관계를 파악하기 위한 경로분석 연구이다.

연구대상

본 연구는 연구 모집단인 간호대학생의 간호학제를 고려하여 임의표집하였으며, D시에 소재한 3년제 전문학사 프로그램 한 곳과 4년제 간호학사 프로그램 한 곳에 다니는 1–4학년생 중 본 연구의 목적을 이해하고, 참여하기로 서면 동의한 간호대학생을 대상으로 하였다. 대상자 수는 최대우도법을 적용하여 검정할 때 자유모수치 대 피험자수의 비율을 1 대 10–20 이상 유지해야 한다는 기준[15]을 적용하면 380명 이상이므로, 탈락률 10%를 고려하여 총 420명을 목표인원으로 하였다. 총 420명에게 설문지를 배부하였고, 수집된 자료 중 누락되거나 응답이 불완전한 경우를 제외한 418명(99.5%)을 최종 대상으로 하여 자료분석하였다.

연구도구

자존감

자존감은 Rosenberg[16]의 자존감 척도를 Jon[17]이 한국판으로 표준화한 도구로 측정하였다. 이 도구는 요인분석 결과 단일요인으로 타당도가 확인되었으며, 10문항으로 구성되고, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 4점까지 4점 Likert 척도로 측정되며, 점수가 높을수록 자존감이 높은 것을 의미한다(최저 10점에서 최고 40점). 도구의 신뢰도는 Jon[17]의 연구에서 Cronbach's α=.85였고, 본 연구에서 Cronbach's α=.87이었다.

사회적 지지

사회적 지지는 Lent 등[18]이 개발한 맥락적 지지 척도를 Lee[19]가 번안하여 신뢰도와 타당도를 검증한 도구로 측정하였다. 이 도구는 사회적 혹은 가족의 영향 5문항, 도구적 조력 2문항, 역할 모델이나 멘토 3문항, 경제적 지원 4문항의 4가지 항목, 총 14문항으로 탐색적 요인분석 결과 타당도가 확인되었다. 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 5점 Likert 척도로 측정되며, 점수가 높을수록 사회적 지지가 높음을 의미한다(최저 14점에서 최고 70점). 도구의 신뢰도는 Lee[18]의 연구에서 Cronbach's α=.88이었고, 본 연구에서 Cronbach's α=.84이었다.

자기효능감

자기효능감은 Sherer 등[20]이 개발한 일반적인 상황에서의 자기효능감 척도를 Hong[21]이 번안하여 신뢰도와 타당도를 검증한 도구로 측정하였다. 이 도구는 17문항으로 구성되고, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 5점 Likert 척도로 측정되며, 점수가 높을수록 자기효능감이 높음을 의미한다(최저 17점에서 최고 85점). 도구의 신뢰도는 Hong[21]의 연구에서 Cronbach's α=.86이었고, 본 연구에서 Cronbach's α=.85이었다.

결과기대

결과기대는 Lee[19]가 4년제 대학생을 대상으로 개발한 직업에 대한 결과기대 척도로 측정하였다. 이 도구는 특정 직업을 선택했을 때 기대되는 긍정적인 결과를 어느 정도 얻을 수 있다고 생각하는지 평가하며, 4문항으로 타당도가 확인되었다. 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 5점 Likert 척도로 측정되며, 점수가 높을수록 결과기대가 높음을 의미한다(최저 4점에서 최고 20점). 도구의 신뢰도는 개발 당시 Cronbach's α=.80이었고[19], 본 연구에서 Cronbach's α=.90이었다.

진로결정수준

진로결정수준은 Osipow 등[22]이 4년제 대학생을 대상으로 개발한 진로결정 검사(Career Decision Scale, CDS)를 Koh[23]가 번안하여 동일 대상자군에게 신뢰도와 타당도를 검증한 척도로 측정하였다. 이 도구는 개인의 진로결정에 방해가 되는 장애 요인을 확인하고 진로선택과 관련하여 경험하는 미결정 상태를 측정하는 18문항으로 타당도가 확인되었다. ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 4점까지 4점 Likert 척도로 측정하며, 점수가 높을수록 진로결정수준이 높음을 의미하도록 점수를 역산하여 계산하였다(최저 18점에서 최고 72점). 도구의 신뢰도는 Koh[23]의 연구에서 Cronbach's α=.86이었고, 본 연구에서 Cronbach's α=.84이었다.

진로준비행동

진로준비행동은 Kim[24]이 대학생을 대상으로 개발한 진로준비행동 척도로 측정하였다. 이 도구는 진로나 직업을 합리적이고 올바르게 선택하기 위해 구체적인 활동을 얼마나 수행하는지 평가하며, 16문항으로 구성되었고, 타당도가 확인되었다. 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 4점까지 4점 Likert 척도로 측정하며, 점수가 높을수록 진로준비행동이 많음을 의미한다(최저 16점에서 최고 64점). 도구의 신뢰도는 개발 당시 Cronbach's α=.84였고[24], 본 연구에서 Cronbach's α=.89이었다.

자료수집절차

예비조사는 도구의 검증 및 수정 보완을 위해 2014년 5월 12일부터 14일까지 간호대학생 10명을 대상으로 실시하였다. 예비조사를 통해 질문지 작성 시간을 측정하고, 불명확하거나 이해하기 어려운 표현을 수정하여 보완하였다. 설문 작성에 걸린 시간은 30분 정도였다.

본 조사는 2014년 5월 23일부터 6월 5일까지 D시에 소재한 3년제 전문학사 프로그램 한 곳과 4년제 간호학사 프로그램 한 곳에 다니는 1–4학년생을 대상으로 실시하였다. 대상자에게 연구의 목적과 방법을 설명하고, 서면 동의를 받은 후 자기기입식 설문지를 이용하여 자료를 수집하였다.

윤리적 고려

본 연구는 C대학병원 기관윤리심사위원회(IRB)의 승인(CR-14-050)을 받은 후 시행하였다. 연구목적과 방법을 설명한 후 연구목적을 이해하고, 참여하기로 서면 동의한 간호대학생을 대상으로 하였다. 대상자에게 수집된 자료는 연구목적으로만 사용되고, 응답에 대해서는 익명과 비밀이 보장되며, 연구에 참여하지 않아도 어떤 불이익도 받지 않을 것임을 설명하였다. 또한 대상자에게 원하지 않는 경우에 참여하지 않아도 됨을 알려주었고, 개인적인 정보의 노출을 꺼리는 경우에 응답을 강요하지 않았다. 연구에 참여한 대상자에게 감사의 표시로 소정의 선물(학용품)을 하였다.

자료분석 방법

수집된 자료는 Statistical Package for the Social Sciences (SPSS)/WIN 19.0과 Analysis of Moment Structure (AMOS) 19.0 프로그램을 사용하여 분석하였다.

대상자의 일반적 특성은 서술적 통계를 이용하였고, 변수 간의 상관관계와 다중공선성(multicollinearity)은 Pearson's correlation coefficient 로 분석하였다. 간호대학생의 개인 심리적 요인, 맥락적 요인, 인지적 요인, 진로행동 요인에 관한 가설적 모형과 수정모형의 적합도, 경로계수 추정치와 효과분석을 위해 최대우도법을 이용하였다.

연구 결과

연구변수의 서술적 통계 및 상관관계

본 연구의 가설적 모형에서 사용된 측정변수의 서술적 통계를 분석한 결과, 모든 변수의 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis) 값이 절대값 2를 넘지 않았다. 또한 Kolmogorov-Smirnov 검정을 실시한 결과, 유의수준이 .05 이상으로 정규성을 만족하여 구조모형 분석 중 최대우도법으로 모형적합도를 검정할 수 있었다(Table 1).

Table 1.

Descriptive Statistics and Correlation for Measured Variables (N=413)

본 연구의 가설적 모형에서 사용된 측정변수들 간의 상관관계를 분석한 결과, 각 측정변수의 모든 변수에서 유의한 상관관계를 보였다. 다중공선성 검정결과, 모든 변수들 간의 상관계수가 .69를 넘지 않았고, 허용도(tolerance)는 0.1 이하인 변인이 없었으며, 분산확대인자(Variation Inflation Factor, VIF)가 10을 넘는 변인이 없어서 독립변인들 간의 다중공선성의 문제가 없는 것[25]으로 확인되었다.

가설적 모형의 검정

가설적 모형의 적합도 검정

본 연구의 가설적 모형에 대한 적합도는 연구의 가설적 모형의 모수를 추정한 결과, χ² =16.52 (p <.001), χ²/df=2.11, RMSEA=.06 (.05<RM-SEA<.07), SRMR=.06, GFI=.88, AGFI=.88, NNFI=.91, CFI=.90으로 나타났다(Table 2). GFI는 다소 낮고, RMSEA는 적절하나, 두 개의 경로가 통계적으로 유의하지 않아 오차간의 공분산을 통한 수정지수를 이용하여 모형을 수정하는 것이 필요하였다. 본 연구의 가설적 모형에서 모수를 추정한 결과, 각 경로의 모수추정치(β)를 중심으로 가설적 모형에 대한 경로 도형(path diagram)을 제시하면 Figure 2와 같다.

Table 2.

Goodness for Fit Tests (N=413)

Figure 2.

Modified model with parameter estimates.

수정 모형의 검정

모형의 수정과정

본 연구에서는 기존의 변수를 유지하며 가설적 모형의 결과를 근거로 이론적 배경과 논리적 타당성을 고려하며 세부적 지수인 고정지수(Critical Ratio, CR)와 수정지수(modification index)를 이용하여 수정하였다. 먼저, 사회적 지지가 진로준비행동으로 가는 경로는 고정지수가 유의하지 않았고, 삭제할 경우 간명도와 적합도를 높일 수 있어서 삭제하였다. 결과기대가 진로준비행동으로 가는 경로는 이론적 배경을 고려한 근거가 문헌에 따라 다양하고, 고정지수가 유의하지 않아 삭제하였다. 경로 삭제 전과 후의 각 모형 중 최적 모형을 판별하기 위하여 가설적 모형과 수정 모형 간의 모형적합도 차이검정을 실시하였다. 그 결과 χ² 값이 7.51 만큼 낮아지게 되었고, 적합도의 변화량은 p =.151로 통계적으로 유의하지 않았다. 즉, 가설적 모형에서 경로 2개를 제거하여도 모형의 전반적인 적합도가 통계적으로 유의할 만큼 손실을 보지 않으면서 모형의 간명성이 df=2만큼 좋아진 것으로 나타났음을 알 수 있었다. 따라서 제거된 경로에 대한 타당한 모형 수정은 성공적이었다.

수정 모형의 적합도

본 수정 모형의 적합도는 χ² =9.01 (p <.001)로 χ² 값은 가설적 모형과 마찬가지로 적합하지 않았고, χ² 값은 수정 모형이 경험적 자료를 잘 대변하지 않는 것으로 나타났다. 그러나 χ²은 관찰변수들 간의 상관계수 크기와 표본수에 민감하게 영향을 받는다는 문제점을 가지고 있으므로, 일반적으로 표준카이제곱(Normed Chi-square, NC)인 χ²/df 값을 더 의미있게 보며, 이 값이 2보다 작을 때 모형의 적합도가 만족한다는 근거[25]로 볼 때, 본 연구의 χ²/df=1.39로 적합하였다. 또한 RM-SEA=.06 (.05<RMSEA<.07), SRMR=.04, GFI=.91, AGFI=.92, NNFI=.94, CFI=.95였는데, RMSEA는 .05 이하이면 매우 적합한 모형이고 0.05에서 0.08의 범위이면 수용할 수 있는 것으로 간주하며, RMSEA의 90% 신뢰구간의 상한이 .10 이하이므로 모델이 자료에 부합되는 것으로 평가할 수 있었고[25], 다른 모든 적합도 지수가 기준에 부합하여[25] 수정 모형은 경험적 자료를 잘 대변하는 것으로 나타났다. χ2 값은 적합하지 않아도 다른 모든 적합도 지수가 양호하다면 모형이 적합한 것으로 결론내릴 수 있다는 근거[25]에 따라 본 연구의 수정 모형은 적합하였다(Table 2).

수정 모형에 대한 추정계수 유의성 검정

수정 모형에서 표준화 경로계수는 모든 경로에서 고정지수 값이 유의하였다(Table 3).

Table 3.

Parameter Estimates for Modified Structural Model and Standardized Direct, Indirect, and Total Effect (N=413)

간호대학생의 진로준비행동은 자존감이 높을수록(β=.12, t=6.89), 자기효능감이 높을수록(β=.28, t=3.18), 진로결정수준이 높을수록(β=.37, t=8.55) 유의하게 높은 것으로 나타났다.

진로결정수준은 자존감이 높을수록(β=.19, t=7.59), 사회적 지지가 높을수록(β=.12, t=3.87), 자기효능감이 높을수록(β=.29, t=2.18), 결과기대가 높을수록(β=.34, t=6.81) 유의하게 높은 것으로 나타났다. 결과기대는 자존감이 높을수록(β=.23, t=4.50), 사회적 지지가 높을수록(β=.13, t=4.08), 자기효능감(β=.34, t=7.59)이 높을수록 유의하게 높았고, 자기효능감은 자존감이 높을수록(β=.31, t=9.15), 사회적 지지가 높을수록(β=.19, t=3.80) 유의하게 높았다.

수정 모형의 효과 분석

수정 모형에서 직접 효과, 간접 효과 및 총 효과를 내생변수 중심으로 살펴보면 Table 3과 같고, 표준화 경로 추정계수를 중심으로 수정 모형을 제시하면 Figure 2와 같다.

간호대학생의 진로준비행동에 가장 큰 영향을 주는 변수는 자기효능감이었으며, 다음으로 진로결정수준, 자존감, 결과기대, 사회적 지지 순이었으며, 설명력은 76.9%였다. 그 중 사회적 지지는 부트스트레핑에서 p <.001 수준으로 유의한 간접 효과를 보여, 직접 효과 없이 진로결정수준을 매개로 간접 효과가 유의하여 총 효과가 유의하였다.

간호대학생의 진로결정수준은 자기효능감, 결과기대, 자존감, 사회적 지지의 순으로 총 효과가 있었으며 설명력은 51.0%였다. 간호대학생의 결과기대는 자존감, 자기효능감, 사회적 지지의 순으로 총 효과가 있었으며, 설명력은 41.1%였고, 자기효능감은 자존감, 사회적 지지 순으로 직접 효과가 있었고, 설명력은 32.0%였다.

논 의

본 연구에서는 Lent 등[9]의 사회인지 진로이론을 근거로 간호대학생의 개인 심리적 요인, 맥락적 요인, 인지적 요인이 진로행동 요인에 미치는 영향과 경로에 관한 가설적 모형을 제시하고, 이를 검증하였다.

연구 결과, 간호대학생의 개인 심리적 요인인 자존감과 맥락적 요인인 사회적 지지는 인지적 요인인 자기효능감과 결과기대에 영향을 미쳐서 자존감과 사회적 지지가 높을수록 자기효능감과 결과기대가 높았다. 또한 자기효능감과 결과기대는 진로행동 요인인 진로결정수준에 영향을 미쳐서 자기효능감과 결과기대가 높을수록 진로결정수준이 높았고, 진로결정수준은 진로준비행동에 영향을 미쳐서 진로결정수준이 높을수록 진로준비행동이 높았다. 이는 개인적 요인과 맥락적 요인이 자기효능감과 결과기대라는 인지적 요인에 영향을 미치고, 인지적 요인은 진로와 관련된 결정과 행동이라는 진로행동 요인에 영향을 미친다는 Lent 등[9]의 사회인지 진로이론을 지지하는 결과이다.

진로결정과 진로행동은 자존감과 같은 개인의 심리적 특성과 사회적 지지와 같은 외부 환경의 영향을 받으며 이루어지는데, 자기효능감과 결과기대라는 인지적 요인은 이러한 과정을 촉진하여 진로결정과 진로행동의 진행을 돕는다[26]. 다양한 전공분야 대학생을 대상으로 한 선행연구[12]에서도 사회적 지지는 자기효능감에 영향을 미쳤고, 자기효능감과 결과기대는 진로목표 추구활동에 영향을 미쳤다[8]. 즉, 자기효능감은 자신이 어떤 행동을 수행할 수 있다는 믿음이고, 결과기대는 그러한 행동을 할 때 어떤 결과를 얻을 것이라는 예상을 말하는데, Lent 등[9]의 사회인지 진로이론에서는 개인이 진로와 관련된 행동을 수행하는 데에 필요한 능력을 가졌고, 그러한 노력이 바람직한 결과를 가져올 것이라고 믿을 때 행동을 시도하고 계속하려 한다고 가정한다[11]. 본 연구결과를 통해서 간호대학생은 자기 능력에 대한 확신이 있고, 행동을 수행하여 바람직한 결과를 얻을 것이라고 믿을 때 자신의 진로에 관한 결정을 내리고, 진로를 준비하는 행동을 수행한다고 하겠다. 따라서 간호대학생의 진로결정과 진로준비행동을 촉진하기 위해서는 먼저 자기효능감을 향상시키고, 결과에 대한 긍정적인 기대를 갖도록 해야 할 것이다.

Lent 등[26]은 자기효능감과 결과기대가 진로결정을 통해서 간접적으로 진로행동에 영향을 미칠 뿐 아니라 직접적으로도 진로행동에 영향을 미친다고 하였으나, 본 연구에서 자기효능감은 진로준비행동에 직접 영향을 미쳐서 자기효능감이 높을수록 진로준비행동이 높았지만, 결과기대는 진로결정수준을 통해 간접적으로만 진로준비행동에 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 간호대학생의 결과기대 점수가 높았던 점에서 일부 기인한다고 생각되는데, 5점 Likert 척도에서 평균 4점에 이를 정도로 간호대학생은 결과에 대해 대부분 긍정적인 기대를 갖고 있었다. 사회인지 진로모형을 검증한 최근 연구[27]에서도 결과기대는 직업탐색행동에 직접적인 영향을 미치지 못했는데, 연구자들은 일부 원인이 대학생들이 실직한 근로자에 비해 구직에 대해 낙관적인 기대를 갖고 있는 것에서 비롯된다고 보았다. 간호대학생은 많은 경우에 다른 전공분야의 대학생에 비해 취업이 수월하다는 생각으로 전공을 선택하고[4], 이미 간호사라는 직업이 정해졌다고 생각하므로[5], 결과에 대해 낙관적인 기대를 하는 것으로 보인다. 또한 결과기대와 진로결정수준 간의 관계가 결과기대와 진로준비행동 간의 관계보다 더 높았던 결과에서도 기인한다고 볼 수 있다. 즉, 결과기대는 진로준비행동보다 진로결정수준과 더 높은 관련을 가지며, 결과기대가 상승될 때 진로결정수준이 상승되어 진로준비행동에도 간접적으로 영향을 미치므로, 간호대학생의 진로준비행동을 향상시키기 위해서 결과기대와 진로결정수준의 관계를 필수적으로 고려해야 하겠다.

개인 심리적 요인인 자존감은 진로결정수준과 진로준비행동에 영향을 미쳐서 자존감이 높을수록 진로결정수준과 진로준비행동이 높았다. Koh와 Park[13]의 연구에서도 대학생의 자존감 수준에 따라 진로결정수준이 달랐는데, 대학생은 주체성과 미래 확신성 정도에 따라 진로탐색활동에 차이가 있었으며, 이는 진로에 대한 이해를 도와서, 결과적으로 진로를 결정하는 데에도 영향을 미쳤다[13]. 즉, 자존감은 간호대학생이 진로를 결정하고 구체적인 준비행동을 하도록 촉진하는 요인이었다.

맥락적 요인인 사회적 지지는 진로결정수준에 영향을 미쳐서 사회적 지지가 높을수록 진로결정수준이 높았으나, 진로준비행동에는 직접 영향을 미치지 못하였다. 즉, 간호대학생의 사회적 지지는 진로결정수준을 통해서 진로준비행동에 간접적으로 영향을 미침을 알 수 있었다. Son과 Son[28]의 연구에서도 사회적 장벽은 진로결정수준을 가장 잘 설명해주는 요인으로 진로결정수준에 미치는 사회적 지지의 영향을 확인할 수 있었고, Yang[12]의 연구에서도 사회적 지지는 진로선택에 유의한 영향을 미쳤다. 또한 미국 대학생을 대상으로 사회인지 진로모형을 검증한 최근 연구[27]에서 사회적 지지는 직업탐색행동에 직접 영향을 미치지 못하여 본 연구결과와 유사하였는데, 추후 반복 연구를 통해 확인이 필요하다. 외부 자원 부족이나 낮은 사회경제적 상태 등 사회적 지지의 부족은 대학생의 진로 발달을 방해하므로[29], 간호대학생의 지지 자원에 관심을 기울이고, 적합한 지원이 이루어지도록 도와야 할 것이다.

본 연구에서 간호대학생의 진로결정수준과 진로준비행동에 미치는 직접적인 영향과 간접적인 영향을 모두 포함했을 때 가장 큰 영향을 미친 변수는 자기효능감이었다. 자기효능감은 자신이 원하는 목표를 이룰 수 있다는 신념으로, 이러한 신념은 실제로 행동을 실천하는 데에 영향을 미친다[10]. Kim[8]의 연구에서도 자기효능감이 높은 간호대학생은 진로결정수준이 높았고, 자기효능감은 진로목표 추구활동 변량을 21.5%를 설명하였다[30]. Lent 등[9]의 사회인지 진로이론에 의하면 자기효능감은 진로와 관련된 결정과 행동에 직접 영향을 미칠 뿐 아니라, 결과기대에도 영향을 미쳐서 결과기대를 통해 간접적으로 진로에 영향을 주는데[26], 본 연구에서도 자기효능감이 결과기대에 미치는 영향이 유의하여 이러한 이론을 지지하는 결과를 보여주었다. 즉, 개인은 자신의 능력에 대한 믿음이 클수록 진로를 선택했을 때 자신의 가치가 충족되라는 기대가 높고, 이러한 자신감과 기대는 자신의 진로를 결정하고, 진로를 준비하는 행동을 하도록 이끈다. 그러므로 대학생의 자기효능감은 진로결정과 진로행동의 토대를 이룬다는 점을 고려하여[7], 간호대학생을 위한 실제적이고 효과적인 진로지도와 상담 및 교육프로그램을 실시하기 위해서 간호대학생의 자기효능감을 향상시키기 위한 전략을 마련하여 포함해야 할 것이다.

본 연구 결과를 근거로 다음과 같이 제언한다. 간호대학생의 인구사회학적 특성, 경험, 가치, 흥미 등을 포함하여 진로행동에 관한 모형을 검증하는 추후 연구가 필요하다. 다음으로는 본 연구에서 제시된 요인을 중심으로 간호대학생의 진로 지도를 위한 중재 프로그램을 개발하고, 그 효과를 검증하는 연구가 필요하다.

결 론

본 연구는 간호대학생의 진로지도를 위한 기초 자료를 제공하고자 사회인지 진로이론을 근거로 간호대학생의 진로행동에 관한 가설적 모형을 제시하고, 관련 요인 간의 영향력과 경로를 파악하였다. 연구 결과 간호대학생의 진로준비행동에 영향을 미치는 요인은 자기효능감, 진로결정수준, 자존감, 결과기대, 사회적 지지였고, 진로결정수준에 영향을 미치는 요인은 자기효능감, 결과기대, 자존감, 사회적 지지였다. 따라서 간호대학생의 진로 지도를 위해서는 이들 요인 간의 관계와 영향력을 고려한 중재 접근이 이루어져야 한다.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

References

1. . Cho BH, Jung OB, Yoo GH. Human development: psycho-developmental approach Seoul: Kyomoonsa; 2006. p. 118–135.

2. . Kim SJ, Kim SH. Development and validation of the Career Identity Scale for College Students. Korean Journal of Counseling 2012;13(3):1425–1441. http://dx.doi.org/10.15703/kjc.13.3.201206.1425 .

3. . Porfeli EJ, Lee B, Vondracek FW, Weigold IK. A multi-dimensional measure of vocational identity status. Journal of Adolescence 2011;34(5):853–871. http://dx.doi.org/10.1016/j.adolescence.2011.02.001 .

4. . Park SJ. The effects of career education on career development for nursing students. The Journal of Korean Academic Society of Nursing Education 2012;18(2):259–267. http://dx.doi.org/10.5977/jkasne.2012.18.2.259 .

5. . Kwon KN, Choi EH. Factors affecting career identity of nursing students. Journal of Korean Public Health Nursing 2010;24(1):19–28. http://dx.doi.org/10.5762/KAIS.2015.16.9.6027 .

6. . Kim CK. Career education and career counseling Seoul: Dongmoonsa; 2000. p. 475–489.

7. . Lee JA, Choi WY. Analysis of college student's career actions based on the social cognitive career theory. The Korean Journal of Counseling 2010;11(2):685–699.

8. . Kim SO. The relationship among self-efficacy, career decision making types and career decision level of nursing students. The Journal of Korean Academic Society of Nursing Education 2016;22(2):210–219. http://dx.doi.org/10.5977/jkasne.2016.22.2.210 .

9. . Lent RW, Brown SD, Hackett G. Toward a unifying social cognitive theory of career and academic interest, choice, and performance. Journal of Vocational Behavior 1994;45(1):79–122. http://dx.doi.org/10.1006/jvbe.1994.1027 .

10. . Bandura A. Social foundation of thought and action: a social cognitive theory Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall; 1986. p. 30–617.

11. . Lent RW, Brown SD. On conceptualizing and assessing social cognitive constructs in career assessment: A measurement guide. Journal of Career Assessment 2006;14(1):12–35. http://dx.doi.org/10.1177/1069072705281364 .

12. . Yang NM. A study on the social cognitive career choice model for college students. Korea Journal of Counseling 2006;7(3):835–847.

13. . Koh MN, Park JH. An analysis of the relationships of career search behavior, career decision-making, and levels of ego-identity and self-esteem of university students. The Journal of Career Education Research 2008;21(3):69–85. http://dx.doi.org/10.14257/astl.2015.115.01 .

14. . Johnson M, Cowin LS, Wilson I, Young H. Professional identity and nursing: Contemporary theoretical developments and future research challenges. International Nursing Review 2012;59(4):562–569. http://dx.doi.org/10.1111/j.1466-7657.2012.01013.x .

15. . Jackson DL. Revisiting sample size and number of parameter estimates: Some support for the N;q hypothesis. Structural Equation Modeling 2003;10(1):128–141. http://dx.doi.org/10.1207/S15328007SEM1001_6 .

16. . Rosenberg M. Which significant others? American Behavioral Scientists 1973;16(6):829–860.

17. . Jon BJ. Self-esteem; a test of its measurability. Yonsei Nonchong 1974;11(1):107–130.

18. . Lent RW, Brown SD, Brenner B, Chopra SB, Davis T, Talleyrand R, et al. The role of contextual supports and barriers in the choice of math/ scienced educational options: A test of social cognitive hypotheses. Journal of Counseling Psychology 2001;48(4):474–483. http://dx.doi.org/10.1037/0022-0167.48.4.474 .

19. . Lee JA. The influence of self-efficacy, social value and expectancy of occupation on career choice actions [dissertation] Daegu: Daegu University; 2009. p. 1–99.

20. . Sherer M, Maddux JE, Mercandante B, Prentice-Dunn S, Jacobs B, Rogers RW. The self-efficacy scale: Construction & validation. Psychological Reports 1982;51:663–671. http://dx.doi.org/10.2466/pr0.1982.51.2.663 .

21. . Hong HY. The relationships of perfectionism, self-efficacy and depression [master's thesis] Seoul: Ewha Womans University; 1995. p. 1–73.

22. . Osipow SH, Carney CG, Winer J, Yanico B, Koschier M. The career decision scale Columbus, OH: Marathon Consulting and Press; 1980. p. 1–4.

23. . Koh HJ. A study on the effect of career counseling on Korean college students' decision making styles and on career decision making status [dissertation] Seoul: Sookmyung Women's University; 1993. p. 1–131.

24. . Kim BW. Career decision level and career preparation behavior of the college students [dissertation] Seoul: Seoul National University; 1997. p. 1–161.

25. . Moon SB. Basic concepts and applications of structural equation modeling with AMOS 17.0 Seoul: Hajisa; 2009. p. 245–321.

26. . Lent RW, Brown ST, Hackett G. Contextual supports and barriers to career choice: A social cognitive analysis. Journal of Counseling Psychology 2000;47(1):36–49. http://dx.doi.org/10.1037/0022-0167.47.1.36 .

27. . Lim RH, Lent RW, Penn LT. Prediction of job search intentions and behaviors: testing the social cognitive model of career self-management. Journal of Counseling Psychology 2016;63(5):594–603. http://dx.doi.org/10.1037/cou0000154 .

28. . Son EY, Son JH. The Korean college students' career decision and career preparation behavior from the perspective of social cognitive career theory. The Korean Journal of Counseling and Psychotherapy 2015;17(2):399–417.

29. . Gushue GV, Clarke CP, Pantzer KM, Scanlan KRL. Self-efficacy, perceptions of barriers, vocational identity, and the career exploration behavior of Latino/a high school students. The Career Development Quarterly 2006;54(4):307–317. http://dx.doi.org/10.1002/j.2161-0045.2006.tb00196.x .

30. . Lee JA, Choi WY. Analysis of college student's career action based on the social cognitive career theory. Korea Journal of Counseling 2010;11(2):685–699.

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Variables	X1	X2	Y1	Y2	Y3	Y4	M (SD)	Skewness	Kurtosis
Variables	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	M (SD)	Skewness	Kurtosis
X1	1						3.34 (0.57)	0.10	−0.89
X2	.65 (<.001)	1					3.84 (0.56)	0.09	−0.86
Y1	.42 (<.001)	.56 (<.001)	1				3.05 (0.40)	1.34	1.48
Y2	.46 (<.001)	.37 (<.001)	.59 (<.001)	1			4.02 (0.65)	0.80	0.19
Y3	.30 (<.001)	.44 (<.001)	.47 (<.001)	.56 (<.001)	1		3.00 (1.08)	0.63	−1.00
Y4	.34 (<.001)	.43 (<.001)	.57 (<.001)	.48 (<.001)	.60 (<.001)	1	3.81 (0.68)	−0.33	−0.55
								−0.65	−0.84

Parameter estimate	SP (SE)	CR (p)	SMC	Direct effect (p)	Indirect effect (p)	Total effect (p)
Self-efficacy			.320
Self-esteem	.31 (.07)	9.15 (<.001)		.31 (<.001)	–	.31 (<.001)
Social support	.19 (.18)	3.80 (<.001)		.19 (<.001)	–	.19 (<.001)
Outcome expectation			.411
Self-esteem	.23 (.07)	4.50 (<.001)		.23 (<.001)	.10 (<.001)	.33 (<.001)
Social support	.13 (.18)	4.08 (<.001)		.13 (<.001)	.07 (.006)	.20 (.001)
Self-efficacy	.29 (.03)	3.17 (<.001)		.29 (<.001)	–	.29 (<.001)
Career decision level			.510
Self-esteem	.19 (.07)	7.59 (<.001)		.19 (<.001)	.06 (.004)	.25 (<.001)
Social support	.12 (.18)	3.87 (.031)		.12 (<.001)	.08 (.009)	.20 (<.001)
Self-efficacy	.29 (.03)	2.18 (<.001)		.29 (<.001)	.17 (.001)	.46 (<.001)
Outcome expectation	.34 (.05)	6.81 (<.001)		.34 (<.001)	–	.34 (<.001)
Career preparation behavior			.769
Self-esteem	.12 (.06)	6.89 (<.001)		.27 (<.001)	.06 (.010)	.33 (<.001)
Social support	–	–		–	.24 (<.001)	.24 (<.001)
Self-efficacy	.28 (.21)	2.18 (<.001)		.31 (<.001)	.21 (.049)	.52 (<.001)
Outcome expectation	–	–		–	.31 (<.001)	.31 (<.001)
Career decision	.37 (.12)	8.55 (<.001)		.37 (<.001)	–	.37 (<.001)

Goodness	χ² (p)	χ²/df	RMSEA	SRMR	GFI	AGFI	NNFI	CFI
Hypothetical structural model	16.52 (<.001)	2.11	.06 (.05 < RMSEA < .07)	.06	.88	.88	.91	.90
Modified structural model	9.01 (<.001)	1.39	.06 (.05 < RMSEA < .07)	.04	.91	.92	.94	.95