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J Health Info Stat > Volume 42(2); 2017 > Article
간호대학생의 진로탄력성 예측 요인

Abstract

Objectives

The purpose of this study was to identify correlates influencing career resilience of undergraduate nursing students.

Methods

A self-administered survey was conducted among 199 second-year students enrolled in Bachelor of Science in Nursing degree at a college in Daegu city, from 3 to 7 March 2014. The survey tool consisted of seven demographic questions and the scales of career decision-making self-efficacy, career decision and career resilience. Statistical Package for Social Science were used for statistical analysis.

Results

The score of nursing student’s career decision-making self-efficacy, career decision and career resilience were 3.51±0.36, 2.54±0.56, and 3.63±0.38, respectively. Among demographic characteristics, the effect of gender, satisfaction in major, and satisfaction of college life on career decision-making self-efficacy and career resilience were statistically significant. A positive correlation existed between career resilience and career decision-making self-efficacy (r=0.70, p<0.001), career decision (r=0.57, p<0.001). Similarly, career decision-making self-efficacy was positively associated with career decision (r=0.54, p<0.001). The model including career decision, career decision-making self-efficacy, academic performance and satisfaction of college life explained 57.3% of variability in career resilience.

Conclusions

Theses results indicate the importance of multidimensional factors in understanding career resilience of undergraduate nursing students, and it could be used to develop a comprehensive career planning and development program.

서 론

연구의 필요성

대학생들은 발달 과업의 하나로 자기 내면의 세계를 면밀히 분석하여 자아 정체성을 확립하고, 다양한 교과활동 참여를 통해 직·간접적인 직업세계를 경험함으로써 향후 자아실현을 위한 구체적인 진로결정을 준비를 해야 한다[1]. 그러나 대다수의 대학생들은 재학기간 중 불안정한 자아정체성, 낮은 자기효능감, 미흡한 진로정보 지원체제, 낮은 진로정체감, 교육과정 내에서의 진로교육 부재 등으로 인해 진로결정에 어려움을 겪고 있다[2]. 특히 새로운 근무환경에서 직면하는 다양한 스트레스원에 대한 적응이 원활하지 않은 졸업생들의 경우 직무만족도가 낮아 흔히 이직을 결심하게 된다.
최근 국가적 의료관리시스템의 위기 사태를 빚어낸 신종 감염병의 등장, 만성질환의 유병률 증가, 노인인구의 증가, 재가 환자의 증가 및 의료기술의 향상, 간호 관리료 차등제 도입, 의료개방 등 국내외 보건의료 서비스전달체계의 변화로 간호 인력에 대한 수요는 계속 증가하고 있다[1,2]. 그러나 국내 간호사 이직률은 평균 32%로 선진국의 간호사 이직률 15-20%에 비해 높은 편이다[3]. 특히 근무기간이 1년 미만인 신규 간호사의 약 30%, 경력 간호사의 31%가 근무기간 1-3년 이내에 이직을 결심하거나 아예 간호직 종사를 영원히 포기하는 상황이 발생하고 있는 실정이다[4]. 이에 신규 간호사의 업무스트레스 관련 낮은 만족도, 소진, 이직률에 대한 해결책의 하나로 간호교육 및 간호관리 측면에서 간호사 개인의 탄력성을 향상시켜야 한다는 요구가 대두되고 있다[5].
탄력성(resilience)은 개인의 삶속에서 직면하는 역경에 적응해나가는 정신적인 능력을 의미하며 학습 또는 개발 가능하다고 여겨진다[6]. 특히 진로탄력성(career resilience)은 간호사가 급변하고 불확실성이 높은 직무 환경 속에서 높은 직무 만족도와 전문직에 대한 헌신으로 스트레스에 효과적으로 대응하고 영향력을 행사할 수 있도록 만드는 한 심리적 요인으로 주목받고 있다[7]. 진로탄력성이 높은 간호대학생은 강의실과 임상실습환경에서의 스트레스와 역경을 성공적으로 조정하기 위해 자신의 방어기전을 효과적으로 사용하거나[8], 진로 성취 경험에 필요한 기술과 태도를 효율적으로 습득할 가능성이 높다[7]. 더 나아가 재학기간 중 진로탄력성을 향상시킨 간호대학생은 졸업 후 신규간호사로서 새로운 임상환경에서 직면하는 부정적이고 스트레스 수준이 높은 사건이나 역경에 보다 효과적으로 대처할 뿐만 아니라 다른 상황들도 효과적으로 조절할 수 있을 것으로 유추된다[4]. 따라서 진로탄력성은 전문직 간호인의 갖춰야 할 핵심역량 중 하나이기에 학업 준비과정부터 직업 입문 후 평생토록 훈련해야 할 필요가 있다 하겠다. 이를 위해서는 우선적으로 간호대학생들의 정규교육과정 내에 진로탄력성 향상을 학습목표로 하는 진로설계 및 개발관련 교과목을 편성해야 할 것이다[5]. 그러나 최근 간호학과 인증평가 인준을 목표로 학습성과기반 교육과정 운영을 의무화하고 있는 간호교육 현실 속에서 진로탄력성 향상을 위한 진로지도 프로그램은 매우 부족한 상태이다[9].
한편 Kang and Kim [10]은 진로탄력성과 진로에 관한 선행연구 53편을 분석하여 8개의 진로범주 영역에서는 진로인식, 진로결정, 진로준비 순으로, 진로변인별로는 진로성숙, 진로장벽, 진로결정, 자기효능감이 순으로 중요한 요인임을 확인하였다. 외국 간호대학의 경우 간호대학생의 탄력성 향상을 위한 진로계획 및 진로개발 프로그램이 간호교육과정 개발의 일환으로 꾸준히 연구되어 왔다[7,8]. 특히 Waddell et al. [7]은 검토, 자가-사정, 진로 목표, 진로계획, 마케팅, 진로결정자기효능감(career decision-making self-efficacy) 등을 포함하는 교육과정 기반의 지속적인 진로계획과 진로개발 프로그램이 간호대학생들의 진로탄력성 향상에 유의한 효과가 있음을 확인하였다. 그러나 국내에서는 아직까지 간호대학생의 진로탄력성 수준을 파악한 선행연구가 부족하여 진로탄력성 향상을 위한 프로그램의 필요성에 대한 인식이 저조한 형편이다. 반면 유사개념인 회복탄력성[8,11]과 자아탄력성[9,12-16]에 대한 연구가 주를 이루며, 관련 변인으로는 진로정체감, 진로결정수준, 진로결정 몰입, 진로결정자기효능감, 임상수행능력, 임상스트레스, 비판적사고 성향, 실습교육만족도, 전공만족도, 셀프리더십, 간호전문직관 등이 보고되고 있다. 이러한 진로관련 변인 중 진로결정수준과 진로결정자기효능감이 비교적 다수의 연구에서 분석되고 있으나 이들과 진로탄력성과의 관련성을 규명한 연구는 부족한 실정이다.
진로결정수준(career decision level)이란 대학졸업 후 일과 관련된 자신의 진로에 대한 결정과 그에 대한 확신 정도를 의미한다[12]. 선행연구에 의하면 대학생이 자신에 대한 충분한 이해를 바탕으로 객관적인 진로를 탐색하는 시기는 1-2학년이며, 다른 학년에 비해 특히 2학년 때에 진로를 탐색하고 결정하는 데 있어 어려움과 장벽을 높은 수준으로 지각하게 되고 그 결과 진로결정수준이 가장 낮다고 보고된다[25]. 따라서 재학기간 저학년부터 체계적인 진로교육 프로그램을 통해 지속적으로 진로설계를 준비한 대학생은 향후 진로를 결정해야 하는 중요한 시기에 합리적인 진로결정을 내릴 가능성이 높다 하겠다[17]. 그러나 간호대학생은 졸업 후 진로가 다양함에도 불구하고 진학과 동시에 간호사라는 진로가 이미 결정되기 때문에 자신에 대한 이해와 진로탐색 활동에 소극적인 경향이 있고, 진로결정수준에 대한 평가가 미흡한 상태에서 진로를 선택하는 경우가 흔하다[18]. 더 나아가 간호대학생들은 흔히 전문직 경력의 긴 여정을 성공적으로 순항하는 데 필요한 지식이나 확신이 부족한 상태에서 직업인으로서의 첫 발을 내딛게 된다.
진로결정자기효능감은 개인이 진로결정과 관련된 과제들을 성공적으로 해결할 수 있다는 자신감 혹은 진로 선택과정에서 최선의 결정을 내릴 수 있다는 확신감 정도를 의미한다[19]. 이러한 진로결정자기효능감은 진로탐색행동, 진로결정몰입, 진로동기 등의 진로 관련 변인과 관계가 있으며, 특히 진로 적응성을 향상시키는 요인으로 확인되고 있다[20]. 따라서 진로결정자기효능감이 높은 간호대학생일수록 진로 탐색의 의도가 높고 그 결과 올바른 진로를 결정을 내린 후 그것을 잘 실행할 가능성이 높다고 할 수 있다[9].
선행연구에서, 간호대학생의 진로결정수준과 진로결정자기효능감 수준이 높을수록 재학 중은 물론 취업을 앞둔 졸업시점이나 대학 졸업 후 신규 간호사로서 낯선 임상 근무 환경에서 직면하는 다양한 스트레스원에 대해 긍정적으로 적응해 나갈 수 있는 능력, 즉 진로탄력성 수준이 높을 것으로 예측되나 이를 분석한 연구는 미비하다. 이에 본 연구는 첫 단계 기초연구로 진로탐색 및 진로결정과 관련하여 고위험 그룹이며[25], 임상실습 전 단계인 2학년에 재학 중인 간호대학생의 진로탄력성의 설명요인을 고려하여 간호대학생의 진로탄력성을 높일 수 있는 교육프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 시도되었다.

연구 목적

본 연구는 간호대학생의 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성을 파악하고, 제 변수 간의 관계를 파악하는 데 있으며 구체적인 목적은 다음과 같다.
첫째, 대상자의 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성 정도를 파악한다.
둘째, 대상자의 일반적 특성에 따른 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 차이를 파악한다.
셋째, 대상자의 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 상관관계를 파악한다.
넷째, 대상자의 진로탄력성에 영향을 미치는 요인을 파악한다.

용어 정의

진로결정자기효능감

개인이 진로를 선택하고 결정하기 위해 필요한 과제를 완수할 수 있다는 믿음으로[21], 본 연구에서는 Taylor and Betz [21]의 진로결정자기효능감 척도-단축형 도구(career decision-making self-efficacy scale-short form, CDMSES-SF)를 Lee [22]가 번안하여 타당화시킨 도구로 측정한 점수이다.

진로결정수준

개인의 장래 진로에 대한 결정과 그에 대한 확신의 정도를 의미하며[23], 본 연구에서는 Osipow et al. [24]의 진로결정 척도를 Koh [25]가 번안한 도구로 측정한 점수이다.

진로탄력성

진로와 관련하여 자신을 둘러싼 환경을 개인적으로 의미 있고, 생산적이며, 만족스럽도록 조성하기 위해 변화를 수용하고 전문적 지식, 기술 및 태도를 활용할 수 있는 개인의 능력과 확신으로[4], 본 연구에서는 Kim [26]이 개발한 전문대학생 진로탄력성 척도로 측정한 점수이다.

연구 방법

연구설계

본 연구는 간호대학생이 지각한 진로결정자기효능감, 진로결정수준 및 진로탄력성 정도를 파악하고, 제 변수 간의 관련성을 확인하며, 진로탄력성을 설명할 수 있는 변인을 파악하기 위한 서술적 상관관계 연구이다.

연구대상

본 연구 대상자는 2014년 3월 3일부터 7일까지 일개 광역시 소재 일개 전문대학 4년제 간호학사 학위 과정에 재학 중인 2학년 전체 간호대학생으로 선정하였다. 최종 연구대상자는 본 연구의 목적을 이해하고 자발적인 연구 참여에 동의한 199명을 편의 표집하였다. 표본크기는 다중회귀분석에서 모형에 포함될 독립변수의 수를 산출근거로 삼았으며 독립변수의 수보다 15-20배는 되어야 안정적인 회귀계수를 추정할 수 있다는 권고에 따라 모형에 투입될 독립변수 수가 5-10개 정도로 예상되어 200명을 목표로 하였다[27].

연구도구

진로결정자기효능감

Taylor and Betz [21]가 개발하고 Lee [22]가 번안한 진로결정자기효능감 척도-단축형 도구를 사용하여 측정하였다. 총 25문항의 Likert 5점 척도(1점: 전혀 확신 없다-5점: 매우 자신 있다)로서 5개의 하위영역(목표선택, 직업정보수집, 문제해결, 미래계획, 자기평가)에 각 5문항씩을 포함하고 있으며 점수가 높을수록 진로결정자기효능감 정도가 높음을 의미한다. Lee [22]의 연구에서 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α가 0.94이었으며, 본 연구에서는 Cronbach’s α가 0.89이었다.

진로결정수준

Osipow et al. [24]이 개발한 진로결정척도(career decision scale, CDS)를 Koh [25]가 번안하고 수정 보완한 도구를 사용하여 측정하였다. 총 18문항의 Likert 4점 척도(1점: 전혀 그렇지 않다-4점: 매우 그렇다)로서 2개의 하위영역(진로 확신 1-2문항, 진로 미결정 3-18문항)을 포함하고 있으며, 3-18문항을 역산하여 나온 총 점수가 높을수록 진로결정 수준이 높음을 의미한다. Koh [25]의 연구에서 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α가 0.86이었으며, 본 연구에서는 Cronbach’s α가 0.69이었다.

진로탄력성

진로탄력성은 Kim [26]이 개발한 전문대학생 진로탄력성 도구로 측정하였다. 총 30문항의 Likert 5점 척도(1점: 전혀 그렇지 않다-5점: 매우 그렇다)로서 5개의 하위영역으로 자기신뢰, 성취열망, 진로자립, 변화대처, 관계 활용을 포함하고 있으며, 총 점수가 높을수록 진로탄력성이 높은 것을 의미한다. 도구개발 당시 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α가 0.93이었으며, 본 연구에서는 Cronbach’s α가 0.90이었다.

자료수집 방법 및 윤리적 고려

본 연구의 자료 수집은 간호학과 2학년 교양 필수 교과목인 ‘지도자론’ 첫 주 수업을 시작하기 전에 자가보고형 설문지를 통해 이루어졌다. 자료수집 기간은 2014년 3월 4일에서 7일까지로, 설문 작성에 소요된 시간은 약 10-15분이었다. 총 219부를 배부하여 219부가 회수되어 총 100%의 응답률을 보였으며, 그 중 응답내용이 불성실한 20부를 제외한 199부를 최종 분석에 사용하였다.
본 연구의 윤리적인 측면은 다음과 같이 보완하였다. 첫째, 자료를 수집하기 전에 본 연구자가 소속된 간호대학으로부터 교과목 학습성과 성취도 평가와 관련하여 본 연구계획에 대한 사전 승인을 받았다. 둘째, 자료 수집을 위한 설문지에 연구에 대한 설명서와 참여 동의서를 첨부하여 대상자가 자발적으로 연구에 참여하고, 원하는 경우 언제든지 거절할 수 있음을 명시하고 반복 설명한 후에 서면 동의서를 받았다. 셋째, 대상자가 개인 정보 노출을 꺼리는 문항에 대해서는 응답하지 않아도 되며 그로 인한 불이익이 없음을 설명하였다. 넷째, 응답 자료는 연구 목적으로만 사용되며 대상자의 익명성과 비밀 보장을 지킨다는 내용을 동의서 내용에 포함시키고 설명하였다. 다섯째, 응답자에게 소정의 선물을 지급함으로써 연구 참여 대상자의 윤리적인 측면을 보호하였다.

자료분석 방법

자료분석은 SPSS 18.0 프로그램(SPSS Inc., Chicago, IL, USA)을 이용하였다.
첫째, 대상자의 일반적 특성, 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 정도는 빈도와 백분율, 평균과 표준편차로 산출하였다.
둘째, 대상자의 일반적 특성에 따른 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 차이는 t-test와 ANOVA로 분석하고, 사후검정으로 Duncan test를 사용하였다.
셋째, 대상자의 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 분석하였다.
넷째, 대상자의 진로탄력성 설명 변인을 확인하기 위해 단계적 다중회귀분석법을 실시하였다.

연구 결과

대상자의 일반적 특성

본 연구대상자는 임상실습을 경험하지 않은 간호학과 학생으로 여학생 179명(89.9%), 남학생 20명(10.1%)이었으며, 종교는 무교 124명(62.3.0%), 종교가 있는 경우가 75명(37.7%)이었다. 전공만족도는 만족인 경우 101명(50.8%)이었고, 보통인 경우가 98명(49.2%)이었다. 학과성적은 중위권이 117명(58.8%)으로 가장 많았으며, 하위권 53명(26.6%), 상위권 29명(14.6%)이었다. 학교만족도는 보통이 128명(64.3%)으로 가장 많았으며, 만족이 60명(30.2%), 불만족 11명(5.5%) 순이었다. 리더십교육 경험은 없는 경우가 117명(58.8%)이었으며, 있는 경우가 82명(41.2%)이었다(Table 1).

대상자의 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성

대상자의 진로결정자기효능감 평균은 3.51±0.36점이었고, 진로결정 수준은 2.54±0.56점이었으며, 진로탄력성은 3.63±0.38점으로 나타났다(Table 2).

일반적 특성에 따른 진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 차이

대상자의 진로결정자기효능감은 성별(t=20.34, p = 0.035), 전공만족도(t= 456.24, p < 0.001), 학교만족도(F =19.94, p < 0.001)에서 유의한 차이가 있었다. 즉, 진로결정자기효능감은 남학생이 여학생보다 유의하게 높았고, 전공만족도에서는 ‘만족’이라고 응답한 군이 ‘보통’ 군보다, 학교만족도에서는 ‘만족’이라고 응답한 군이 ‘보통’, ‘불만족’ 군보다, 그리고 ‘보통’이라고 응답한 군이 ‘불만족’군보다 각각 유의하게 높았다.
대상자의 진로결정수준은 전공만족도(t=1,265.22, p < 0.001), 학교만족도(F =13.64, p < 0.001)에서 유의한 차이가 있었다. 즉, 진로결정수준은 전공만족도에서 ‘만족’이라고 응답한 군이 ‘보통’ 군보다, 학교만족도에서는 ‘만족’이라고 응답한 군이 ‘보통’, ‘불만족’ 군보다 각각 유의하게 높았다.
대상자의 진로탄력성은 성별(t =20.16, p = 0.035), 전공만족도(t = 480.92 p < 0.001), 학교만족도(F =20.71, p < 0.001)에서 유의한 차이가 있었다. 즉, 진로탄력성은 남학생이 여학생보다 유의하게 높았고, 전공만족도에서는 ‘만족’이라고 응답한 군이 ‘보통’ 군보다, 학교만족도에서는 ‘만족’ 군이 ‘보통’, ‘불만족’ 군보다, 그리고 ‘보통’ 군이 ‘불만족’ 군보다 각각 유의하게 높았다(Table 1).

진로결정자기효능감, 진로결정수준, 진로탄력성의 상관관계

연구 대상자의 진로탄력성은 진로결정자기효능감(r= 0.70, p < 0.001), 진로결정수준(r= 0.57, p < 0.001)과 유의한 정적 상관관계가 있었고, 진로결정자기효능감은 진로결정수준과 유의한 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다(r= 0.54, p < 0.001) (Table 2).

대상자의 진로탄력성에 영향을 미치는 요인

대상자의 진로탄력성에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 진로탄력성과 유의한 상관관계를 보인 진로결정자기효능감, 진로결정수준과 함께 일반적 특성에서 유의한 차이를 나타낸 성별, 전공만족도, 학교만족도 등 총 5개의 변수를 독립변수로 하여 단계적 다중회귀분석을 실시하였다. 본 연구 자료가 회귀분석에 적합한지 진단하기 위해 다중공선성, 잔차, 특이값을 구하였다. 예측 변수들 간의 상관계수는 0.54-0.70로 0.80 이상인 설명변수가 없고, 예측변수들 간의 다중공선성 여부를 확인한 결과 분산팽창요인(VIF)이 1.255-2.088로 10을 넘지 않아 다중공선성이 존재하지 않는다고 볼 수 있었다. 잔차의 가정을 검정하기 위하여 잔차의 선형성, 정규성, 등분산성을 확인한 결과 가정을 만족하였고, 특이값을 검토하기 위한 Cook’s distance 분석에서 최대값은 0.081로 1.0을 초과하지 않았으며, 잔차의 독립성 검증을 위해 Dubin-Watson 통계량을 확인한 결과 2.112로 나타나 오차항간의 체계적인 상관성이 없음을 확인하였고, p-p 도표 분석을 통해 오차항의 정규 분포성을 확인하였기에 본 연구의 가설 모형은 회귀분석을 위한 가정을 모두 충족시켰다고 볼 수 있다.
회귀분석 결과, 대상자의 진로탄력성을 설명할 수 있는 변인은 진로결정수준(β= 0.26, p < 0.001), 진로결정자기효능감(β= 0.51, p < 0.001), 학과성적의 하위권 대비 상위권 해당 여부(β= 0.16, p = 0.014), 학교만족도에 있어서 ‘보통’ 군 대비 ‘만족’ 군(β= -0.01, p = 0.005) 해당 여부, ‘불만족’ 군 대비 ‘만족’ 군(β = -0.12, p = 0.019) 해당 여부 등으로 나타났다. 이들 요인들은 간호대학생들의 진로탄력성을 57.3% 설명하였으며, 이 중 진로탄력성을 설명할 수 있는 가장 중요한 요인은 진로결정자기효능감이었다(Table 3).

고찰 및 결론

급변하는 의료서비스환경에서 신규 및 경력직 간호사의 높은 이직률은 고도로 숙련된 우수한 간호인력의 부족에 따른 보건의료서비스의 질적인 저하 등의 심각한 사회적인 문제로 인식되고 있다. 최근 이에 대한 해결책의 하나로 진로탄력성에 대한 간호교육자뿐만 아니라 간호관리·행정가들의 관심이 증가하고 있다. 진로탄력성 개념의 발달적 측면을 고려할 때, 대학교에 입학 후 저학년부터 졸업을 앞두고 취업 관련 스트레스가 높은 고학년까지, 더 나아가 새로운 근무환경 적응과 관련하여 스트레스가 높아지는 직장 초년생 시기까지 연속적으로 분석될 필요성이 있다. 그러나 최근까지 진로탄력성에 대한 간호연구는 극히 제한적이며, 대부분 졸업 후 임상간호사를 대상으로 이루어졌다. 이러한 상황에서 본 연구는 간호대학생들이 다른 학년에 비해 특히 2학년 때에 진로탐색과 진로결정과 관련하여 상대적으로 큰 어려움을 겪는 것으로 보고되고 있고[25], 동일한 맥락에서 진로탄력성 수준도 상대적으로 낮을 것으로 유추되기에 진로탄력성을 높일 수 있는 교육프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 시도되었다.
본 연구에서 일 전문대학 간호학사 학위과정 2학년 간호대학생의 진로결정자기효능감은 평균 3.51점으로 Kwon and Choi [17]의 3개 간호전문학사과정 2-3학년의 2.73점과 Yoon [28]의 수도권 소재 일개 4년제 대학교에서 교양과목으로 진로교과목을 수강한 1-4학년 60명의 사전 2.73점, 사후 3.02점보다 다소 높은 수준이다. 이는 대학생의 진로결정자기효능감 수준이 학제나 전공별로 차이가 있을 수 있음을 시사하는 것으로 보인다.
한편, 일반적 특성에 따른 진로결정자기효능감의 경우 여학생에 비해 남학생일수록, 전공만족도와 학교만족도가 높을수록 높게 나타났다. 이는 비록 한국형 진로결정자기효능감 척도의 다른 유형이라서 직접적인 비교에 제약이 있지만 Jung et al. [19]의 연구에서 간호대학생의 진로결정자기효능감이 여학생보다 남학생이 높았던 점, Kim and Hwang [9]의 연구에서 전공만족도가 높을수록 높게 나타난 것과 유사한 결과이다. 반면, Lim and Yoon [29]의 연구에서 일반대학생의 진로결정자기효능감이 대학생활 만족도가 낮을수록 진로결정자기효능감의 하위영역 중 문제해결 수준이 높았던 것과는 상반된 결과이다. 따라서 추후 동일한 연구도구를 사용한 반복연구를 통해 상기 결과를 재확인할 필요가 있으며, 간호대학생의 진로결정자기효능감 향상을 위한 프로그램 개발 시 학제, 학년, 전공, 성별, 전공만족도와 학교만족도 등의 일반적 특성 연구결과를 고려할 필요가 있다.
본 연구에서 4년제 간호학과 2학년에 재학 중인 대상자들의 진로결정수준은 평균평점 2.54점(4점 만점)으로, Moon and Kim [1]의 연구에서 간호전문학사과정 1학년들의 진로결정수준이 진로탐색 프로그램 사전 2.34점, 사후 2.40점이었던 것과 비교하면 다소 높은 수준이다. 이는 간호학과 재학생들의 진로결정수준이 학년 증가에 따라 향상될 수 있음을 시사한다. 그러나 본 연구대상자의 진로결정수준은 Kim and Kim [12]의 연구에서 국립사범대학 2학년 재학생들의 진로결정수준이 2.62점인 것과 비교하면 다소 낮은 수준이다. 이는 간호학과 재학생들이 중등교사 임용을 목표로 국립사범대학 동일 학년에 재학 중인 대학생들에 비해 저학년 재학시절, 특히 임상실습 나가기 이전 시기에 진로결정과 관련하여 어려움을 경험하고 있음을 시사하는 것이다. 따라서 간호대학생의 진로결정수준을 향상시키기 위해서는 자신의 이해, 직업세계의 이해 및 탐색, 진로결정 및 선택, 진로계획 및 관리능력, 의사결정능력 함양 등의 주제를 포함하는 포괄적인 진로탐색 프로그램을 입학 후 재학기간 내내 체계적이고 단계적인 진로교과목 수업으로 학점화해야 할 필요성이 있음을 시사한다[28].
한편 대상자의 진로결정수준은 전공 및 학교에 대한 만족도가 높을수록 유의하게 높은 반면, 성별 등 기타 요인에 따라서는 유의한 차이가 없었다. 이는 동일 보건계열이라 할 수 있는 치기공(학)과 재학생들의 진로결정수준이 성별에 따라 유의한 차이가 없었던 것[30]과 일치하는 것이다. 따라서 향후 간호학과 재학생들의 진로결정수준 함양을 위한 프로그램 개발 시 전공 및 학교에 대한 만족도를 향상시킬 수 있는 요소를 고려해야 할 것으로 사료된다.
본 연구에서 대상자의 진로탄력성은 총점 평균 108.6점(만점 150점)으로 나타났는데, 이는 Kim [26]이 전국 5개 지역 전문대학생 총 809명의 진로탄력성 수준을 취업상태(취업중, 취업예정, 취업미결정)에 따라 분석한 결과와 비교하면, 가장 높았던 취업예정 군(n = 402)의 109.50점과 비슷한 수준이며, 그 다음 순서인 취업미결정 군(n =394)의 106.40점과 취업중 군(n =13)의 101.07점보다 다소 높은 수준으로 나타났다. 그러나 선행연구에 의하면 간호대학생이 자신에 대한 충분한 이해를 바탕으로 객관적인 진로를 탐색하는 시기가 1-2학년이고, 특히 2학년은 진로를 탐색하고 결정하는 데 있어 어려움과 장벽을 높은 수준으로 지각하며 진로결정수준이 가장 낮은 것으로 보고된다[25]. 더 나아가 간호대학생이 졸업시점의 취업미정 상황이나 향후 신규 간호사로서 근무 스트레스에 처하게 되면 진로탄력성이 더 낮게 지각될 가능성이 있기에 진로탄력성 향상을 위한 진로지도프로그램이 저학년 재학시절부터 필요할 것으로 사료된다.
일반적 특성에 따른 진로탄력성의 경우 여학생에 비해 남학생일수록, 전공만족도와 학교만족도가 높을수록 높게 나타났다. 이는 동일한 도구를 사용한 Kim [26]의 연구에서 전문대학생의 진로탄력성 전체 점수가 성별에 따라 유의한 차이가 없었던 것과 상이한 결과이다. 한편 동일한 측정도구가 아니어서 직접적인 비교는 어렵지만 진로탄력성과 유사 개념인 3년제 혹은 4년제 간호대학생의 자아탄력성에 관한 선행연구에서 대체로 남학생이 여학생에 비해, 그리고 전공 이론수업과 임상실습에 대한 만족도가 높을수록 높게 나타났는데[14-16], 이는 본 연구와 유사한 결과라 하겠다. 또한 An and Moon [32]의 일개 대학교 진로관련 필수교양과목을 수강한 1-4학년의 진로탄력성 연구에서도, 남학생의 진로탄력성 수준이 여학생보다 높았고, 2학년이 4학년보다 유의하게 낮은 것으로 나타났다. 이상의 결과에서 간호대학생의 진로탄력성은 선행연구와 비교하여 인구사회학적 특성에 따라 상이한 결과를 나타냈으므로 향후 반복 연구가 필요하며, 진로탄력성 향상을 위한 프로그램 개발 시 성별, 전공만족도와 학교만족도 등 일반적 특성을 고려해야 할 것이다.
간호대학생의 진로탄력성은 진로결정자기효능감, 진로결정수준과 유의한 상관관계를 보였고, 진로결정자기효능감은 진로결정수준과 유의한 상관관계를 나타냈다. 이는 Kim and Hwang [9]이 간호대학생의 자아탄력성과 진로결정자기효능감의 정적관계를 보고한 것, Lim and Yoon [29]이 종합대학교 1-4학년 대학생의 자아탄력성과 진로결정자기효능감의 정적관계를 보고한 것, 그리고 Chung [33]이 종합대학교 1-4학년 대학생의 진로결정자기효능감과 진로결정수준의 정적관계를 보고한 것과 동일한 맥락의 결과이다. 이러한 결과는 간호대학생의 진로탄력성을 이해하는 데 진로결정자기효능감과 진로결정수준을 함께 고려해야 할 필요성이 있음을 시사한다.
본 연구결과 2학년 재학 중인 간호대학생의 진로탄력성은 진로결정수준, 진로결정자기효능감, 학과성적, 학교만족도가 영향요인으로 57.3%의 설명력이 있는 것으로 나타났다. 지금까지 간호대학생의 진로탄력성을 종속변수로 다룬 선행연구가 거의 이루어지지 않고 있는 실정이며, 제한된 대학생의 진로목표 달성 관련 선행연구에서 진로탄력성을 매개변수나 독립변수로 분석하였다. 예를 들면, Kang [10]은 폴리텍 대학생의 진로장벽과 진로준비행동 간 관계에서 진로탄력성이 매개 효과가 있음을 보고하였고, An and Moon [32]은 진로탄력성이 진로동기의 하위영역으로서 대학생의 역량에 가장 높은 영향력을 나타내며 특히 변화인식을 매개로 의사소통에 영향을 미칠 뿐만 아니라 역량의 자기개발, 대인관계, 문제해결과의 관계를 부분 매개하는 것으로 보고하였다. 진로탄력성과 유사개념인 자아탄력성의 경우, Kim [15]의 연구에서는 간호대학생의 임상실습 및 이론교육에의 만족도, 학업성적과 함께 임상수행능력에 영향을 미치는 요인으로 분석되었고, Do and Seo [13]의 연구에서도 비판적 사고성향, 실습교육 만족도, 주관적 건강상태, 학업성취도와 함께 간호대학생의 임상수행능력에 영향을 미치는 요인으로 보고되었다. 이런 결과는 간호대학생의 진로탄력성 향상을 위한 프로그램 개발 시 자기역량개발, 대인관계, 문제해결능력, 임상실습 및 이론교육 만족도, 학업성적, 임상수행능력, 비판적 사고성향, 주관적 건강상태 등의 변수를 함께 고려해야 할 필요성이 있음을 시사한다.
선행연구결과는 간호대학생의 입학 후 졸업시점까지 주요 시기별 진로탄력성 수준을 다양한 제 변수와 연관시키는 후속연구의 필요성을 시사한다. 또한 간호대학생의 진로탄력성을 향상시키기 위해서는 진로결정수준과 진로결정자기효능감을 향상시키기 위한 전반적인 노력뿐만 아니라, 특히 학교만족도가 낮거나 학과성적이 우수함에도 불구하고 진로탄력성이 오히려 낮은 학생들을 위한 다양한 측면에서의 진로지도프로그램이 필요함을 유추할 수 있다.
본 연구의 제한점은 연구 대상이 특정 광역시에 소재한 일 대학 간호학과 2학년에 재학 중인 여학생으로 편중 표집되어 연구결과의 일반화에 한계가 있다는 것이다. 따라서 연구결과의 일반화를 위해서는 지역별, 성별, 전공별, 학년별 대표성을 갖는 대규모 표본의 반복연구가 이루어져야 할 것이다. 또한 간호대학생의 진로결정자기효능감, 진로결정수준 및 진로탄력성에 대해 횡단적으로 실시된 서술적 상관관계로서 이들 변인간의 인과관계를 설명할 수 없다. 이에 간호대학생의 학년 별 진로탄력성 수준에 대한 포괄적인 이해를 위해서는 선행연구에서 보고된 진로관련 기타 제 변인인(예; 진로인식, 진로성숙, 진로준비, 진로장벽 등)을 포함하여 이들의 인과관계를 구조적 측면에서 확인하는 종단적 연구가 필요하다. 본 연구에서 사용된 진로탄력성 측정 도구는 국내 전문대학생을 대상으로 개발된 것으로, 이를 전문대 소속 4년제 간호학사학위과정 대학생에게 처음으로 사용하였기에 향후 학제를 달리한 대학생뿐만 아니라 신규졸업간호사를 대상으로 도구의 신뢰도, 타당도를 향상시키기 위한 연구가 필요하다.
이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 간호대학생의 진로발달과 관련하여 학년별 진로탄력성 수준에 관한 연구가 거의 이루어지지 않은 간호교육 환경에서 간호학사학위과정 2학년에 재학 중인 간호대학생의 진로탄력성 수준을 파악하고 관련 요인을 규명했다는 점에서 그 의의를 찾을 수 있다. 또한 간호대학생의 진로탄력성 증진과 관련하여 진로결정수준, 진로결정자기효능감, 학과성적, 학교만족도를 고려한 통합적인 진로지도프로그램 개발의 필요성을 제기한다는 점에서도 실제적인 의의가 있다고 할 것이다.

NOTES

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

Table 1.
Difference in research variables by demographic characteristics (n=199)
Characteristics Categories n (%) Career decision-making self-efficacy
Career decision
Career resilience
M ± SD F/t (p) M ± SD F/t (p) M ± SD F/t (p)
Gender Male 20 (10.1) 3.67 ± 0.35 20.34 (0.035) 3.70 ± 0.70 3.53 (0.171) 3.80 ± 0.41 20.16 (0.035)
Female 179 (89.9) 3.49 ± 0.35 3.51 ± 0.55 3.61 ± 0.37
Religion Yes 78 (39.2) 3.48 ± 0.38 0.39 (0.426) 3.47 ± 0.58 2.34 (0.217) 3.59 ± 0.39 1.02 (0.315)
No 121 (60.8) 3.53 ± 0.35 3.57 ± 0.57 3.65 ± 0.37
Satisfaction in major Satisfied 101 (50.8) 3.62 ± 0.34 456.24 (< 0.001) 3.75 ± 0.55 1,265.22 (< 0.001) 3.75 ± 0.39 480.92 (< 0.001)
Some satisfied 98 (49.2) 3.39 ± 0.35 3.30 ± 0.50 3.50 ± 0.33
Academic performance High 29 (14.6) 3.58 ± 0.36 0.82 (0.441) 3.66 ± 0.43 1.59 (0.206) 3.61 ± 0.31 0.04 (0.957)
Medium 117 (58.8) 3.51 ± 0.35 3.55 ± 0.54 3.63 ± 0.39
Low 53 (26.6) 3.47 ± 0.41 3.43 ± 0.69 3.63 ± 0.54
Satisfaction of college life Satisfied 60 (30.2) 3.68 ± 0.38a 13.94 (< 0.001) 3.82 ± 0.60a 13.64 (< 0.001) 3.85 ± 0.40a 20.71 (< 0.001)
Some satisfied 128 (64.3) 3.46 ± 0.31b 3.43 ± 0.50b 3.55 ± 0.32b
Dissatisfied 11 (5.5) 3.18 ± 0.42c 3.15 ± 0.58b 3.27 ± 0.29c
Experience of leadership education Yes 82 (41.2) 3.56 ± 0.38 7.02 (0.105) 3.58 ± 0.57 1.25 (0.291) 3.67 ± 0.35 2.37 (0.216)
No 117 (58.8) 3.49 ± 0.34 3.50 ± 0.57 3.60 ± 0.39

M ± SD, mean±standard deviation.

a,b,c Significantly different in Duncan’s post hoc analysis.

Table 2.
Descriptive statistics of career decision-making self-efficacy, career decision and career resilience (n=199)
Variables Mean ± SD Min Max α r (p)
Career decision-making self-efficacy Career decision Career resilience
Career decision-making self-efficacy 3.51 ± 0.36 2.2 4.8 0.89 1
 Setting an objective 3.63 ± 0.48 2.0 5.0 0.75
 Gathering career related data 3.48 ± 0.51 1.6 5.0 0.74
 Solving a problem 3.40 ± 0.43 2.0 5.0 0.60
 Making a plan 3.38 ± 0.41 2.4 4.4 0.50
 Self evaluation 3.66 ± 0.44 2.4 5.0 0.72
Career decision 2.54 ± 0.56 1.1 3.8 0.92 0.54 (< 0.001) 1
 High 2.58 ± 0.57 1.0 4.0 0.92
 Low 2.24 ± 0.68 1.0 4.0 0.78
Career resilience 3.63 ± 0.38 2.8 4.8 0.90 0.70 (< 0.001) 0.57 (< 0.001) 1
 Self-confidence 3.75 ± 0.51 2.3 5.0 0.86
 Desire of accomplishment 3.58 ± 0.57 2.0 5.0 0.83
 Career self-reliance 3.61 ± 0.47 2.3 5.0 0.80
 Coping with change 3.12 ± 0.53 2.0 4.6 0.72
 Utilize one’s relationship 4.07 ± 0.52 2.3 5.0 0.80

SD, standard deviation.

Table 3.
Correlated factors on career resilience (n=199)
B SE β t p Adjusted R2 F (p) VIF Dubin-Watson
(constant) 1.11 0.20 0.00 5.48 < 0.001
Career decision 0.17 0.03 0.26 4.58 < 0.001 0.57 F = 45.32 (< 0.001) 1.503 2.112
Career decision-making self-efficacy 0.53 0.05 0.51 9.11 < 0.001 1.499 1.499
Academic performance: medium (ref) vs. high 0.09 0.05 0.11 1.74 0.084 2.088 2.088
Academic performance: low (ref) vs. high 0.14 0.05 0.16 2.47 0.014 2.117 2.117
Satisfaction of college life: medium (ref) vs. satisfaction -0.11 0.04 -0.01 -2.82 0.005 1.272 1.272
Satisfaction of college life: unsatisfaction (ref) vs. satisfaction -0.20 0.08 -0.12 -2.36 0.019 1.255

SE, standard error.

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