부모의 정서적지원이 고등학생의 자기이해를 통해 진로계획성에 미치는 종단적 영향: ARCL 모델 분석

Ⅰ. 서 론

청소년기의 진로발달은 개인의 생애경로를 형성하는 핵심 과업이며, 특히 고등학교 시기는 진로에 대한 탐색이 구체적인 계획과 실행으로 전환되는 중요한 시기로 이해된다(Shin, 2023). 이 시기 청소년은 자신의 능력, 흥미, 가치, 목표를 이해하고 이를 바탕으로 진로목표를 설정하며, 목표 달성을 위한 계획을 수립하게 된다. 따라서 고등학생의 진로계획성은 단순히 희망 직업을 선택하는 수준이 아니라, 자기이해를 바탕으로 진로 방향을 구체화하고 이를 실천 가능한 계획으로 조직하는 발달적 과업이라 할 수 있다.

고등학생의 진로계획성은 개인의 내적 특성만으로 형성되지 않으며, 가족 환경과 같은 외적 요인의 영향을 함께 받는다. 그중 부모의 정서적지원은 청소년의 진로발달 과정에서 중요한 환경적 자원으로 지속적으로 논의되어 왔다(Jo and Cho, 2023). 부모의 정서적지원은 자녀에 대한 격려, 이해, 공감과 같은 심리적 지지를 포함하며, 청소년이 자신의 가능성을 탐색하고 진로와 관련된 선택을 시도할 수 있도록 돕는 기초적 조건으로 기능한다. 실제로 부모의 지지 수준이 높을수록 청소년의 진로계획 수준이 높게 나타나는 경향이 확인되었으며(Rambe et al., 2024), 부모와의 긍정적 상호작용은 진로결정 과정에서 중요한 역할을 수행하는 것으로 보고되었다(Kwon, 2024). 또한 부모의 심리적 지원은 청소년의 진로준비 행동을 촉진하는 요인으로 작용하여, 부모가 진로발달 과정에서 단순한 배경 요인이 아니라 적극적인 영향 요인임을 보여준다(Gustina et al., 2024).

그러나 부모의 정서적지원이 진로계획성에 영향을 미친다는 사실만으로는 청소년의 진로발달 과정을 충분히 설명하기 어렵다. 부모의 지원은 진로계획성에 직접적으로 영향을 미칠 수도 있지만, 청소년이 자신을 어떻게 이해하고 해석하는가를 통해 간접적으로 작용할 가능성이 있다. 이때 자기이해는 개인이 자신의 능력, 강점, 흥미, 선호, 가치 등을 인식하는 과정으로, 진로목표 설정과 진로계획 수립의 기초가 되는 인지적 변인이다. 부모의 지지적 상호작용은 개인의 능력 인식 및 자기효능감 형성과 밀접하게 관련되는 것으로 보고되었으며(Söner and Gültekin, 2025), 부모의 정서적·행동적 지원은 자기효능감과 같은 심리적 자원의 형성을 촉진하고, 이는 진로 관련 의사결정을 수행하는 데 중요한 기반으로 기능한다(Amini and Salim, 2020).

이러한 관계는 사회인지이론(SCT)과 사회인지진로이론(SCCT)을 통해 설명될 수 있다. Bandura(1986)는 개인의 행동이 환경적 요인, 개인의 인지적 요인, 행동 간의 상호작용 속에서 형성된다고 보았으며, 이를 삼원적 상호결정론으로 설명하였다. 이 관점에서 부모의 정서적지원은 청소년을 둘러싼 환경적 요인으로, 자기이해는 개인의 인지적 요인으로, 진로계획성은 진로와 관련된 행동적 결과로 이해될 수 있다. 특히 Lent et al.(1994)의 사회인지진로이론은 진로발달이 환경적 맥락, 자기효능감과 같은 인지적 요인, 결과기대, 목표 및 행동 간의 상호작용을 통해 형성된다고 보았다. 이에 따르면 부모의 정서적지원이 자기이해를 거쳐 진로계획성으로 이어지는 구조는 환경-인지-행동 관계와 이론적으로 연결된다.

부모의 지원이 청소년의 자기이해와 진로발달에 영향을 미친다는 점은 여러 선행연구에서도 확인된다. 부모로부터의 진로 관련 지지는 청소년의 정체성 발달을 촉진하는 환경적 기반으로 작용하며, 이는 개인이 자신의 진로 방향을 보다 명확하게 인식하도록 돕는다(Zammitti et al., 2020). 또한 자기효능감 또는 자기이해에 기반한 능력 인식은 진로계획 및 진로행동을 설명하는 주요 변인으로 제시되어 왔으며(Söner and Gültekin, 2025), 목표설정과 관련된 자기인식 능력 역시 진로발달을 촉진하는 중요한 요인으로 보고되었다(Zhou, 2024). 이러한 연구들은 부모의 정서적지원이 청소년의 진로계획성에 직접적으로 영향을 미칠 뿐만 아니라, 자기이해와 같은 인지적 변인을 통해 간접적으로 작용할 가능성을 시사한다.

다만 기존 연구의 상당수는 특정 시점에서 변수 간 관계를 분석한 횡단적 접근에 머물러 있어, 시간의 흐름에 따른 변수 간 선후관계와 영향의 방향성을 설명하는 데 제한이 있다. 청소년기의 진로발달은 단기간에 완성되는 결과가 아니라, 이전 시점의 경험과 인식이 이후 시점의 자기이해와 진로계획으로 누적되는 과정이라는 점에서 종단적 접근이 요구된다. 특히 고등학교 1학년은 자신의 흥미와 능력을 탐색하고 진로 방향을 모색하는 시기이며, 2학년은 진로목표와 학업 선택이 구체화되는 시기이고, 3학년은 진학, 취업, 전공 선택 등 실질적인 진로결정이 요구되는 시기이다. 따라서 고등학교 3년간의 자료를 활용하여 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 종단적 관계를 분석할 필요가 있다.

이에 본 연구는 한국교육종단연구2013의 고등학교 1~3학년 자료를 활용하여 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 관계를 종단적으로 분석하고자 한다. 구체적으로 자기회귀교차지연모형을 적용하여 각 변인의 시간적 안정성을 통제한 상태에서 변인 간 교차지연 효과를 검증하고, 부모의 정서적지원이 자기이해를 통해 이후의 진로계획성에 영향을 미치는 종단적 매개구조를 확인하고자 한다. 이를 통해 고등학생의 진로발달 과정에서 환경적 요인, 인지적 요인, 행동적 결과가 시간의 흐름 속에서 어떠한 관계를 형성하는지 살펴보고자 한다.

본 연구의 목적을 달성하기 위하여 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성은 시간의 흐름에 따라 어떠한 자기회귀적 안정성을 보이는가?

둘째, 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간에는 교차지연 효과가 존재하는가?

셋째, 자기이해는 부모의 정서적지원과 진로계획성 간의 관계에서 종단적 매개효과를 가지는가?

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구모형

본 연구는 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 종단적 관계를 분석하기 위해 [Fig. 1]과 같이 자기회귀교차지연모형을 설정하였다. 자기회귀교차지연모형은 동일 변인의 이전 시점 값이 이후 시점 값에 미치는 자기회귀효과를 통제하면서, 서로 다른 변인 간의 시간적 영향 관계를 검증할 수 있는 분석모형이다.

[Fig. 1]

Autoregressive Cross-Lagged Model.

본 연구모형은 사회인지이론(Bandura, 1986)과 사회인지진로이론(Lent et al., 1994)에 근거하여 설정하였다. 부모의 정서적지원(Parental Emotional Support)은 청소년이 속한 가족 맥락을 반영하는 환경적 요인으로, 자기이해(Self-Understanding)는 자신의 능력, 흥미, 선호 및 가치에 대한 인식을 포함하는 인지적 요인으로 설정하였다. 진로계획성(Career Planning)은 이러한 자기이해를 바탕으로 진로목표와 실행계획을 구체화하는 행동적 결과로 설정하였다. 이에 따라 부모의 정서적지원이 자기이해를 통해 진로계획성으로 이어지는 종단적 매개구조를 검증하고자 하였다.

2. 데이터 및 표본

본 연구는 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성의 종단적 관계를 분석하기 위하여 한국교육개발원의 한국교육종단연구2013(KELS2013) 자료를 활용하였다. 고등학교 1~3학년 시기의 진로발달 과정을 분석하기 위해 6차(2018년), 7차(2019년), 8차(2020년) 학생용 자료를 사용하였다. 부모의 정서적지원은 각 시점별 3문항, 자기이해와 진로계획성은 각각 5문항으로 구성하였으며, 동일한 의미의 문항을 시점별로 대응시켜 사용하였다. 각 잠재변인의 측정문항과 웨이브별 변수 코드는 <Table 1>에 제시하였다. 분석대상은 6~8차 조사에 참여한 학생 중 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 문항에 모두 응답한 사례로 한정하였다. 세 시점에 걸친 동일 변인의 안정성과 변인 간 교차지연 효과를 동일한 분석대상 기준에서 검증하기 위해, 결측이 있는 사례는 listwise deletion 방식으로 제외하였다.

<Table 1>

Measurement of Latent Variables Across Waves (KEDI, KELS2013)

<Table 2>는 연구대상의 인구통계학적 특성을 제시한 것이다. 인구통계학적 변수의 결측값을 제외한 유효표본은 총 5,666명이었다. 성별은 남학생 2,782명(49.1%), 여학생 2,884명(50.9%)으로 나타났다. 지역규모는 중소도시 2,358명(41.6%), 광역시 1,388명(24.5%), 읍면지역 971명(17.1%), 특별시 949명(16.7%) 순이었다. 학교설립유형은 국공립학교 3,103명(54.8%), 사립학교 2,563명(45.2%)으로 나타났다. 남녀공학 여부는 남학교 3,351명(59.1%), 남녀공학 1,181명(20.8%), 여학교 1,134명(20.0%) 순으로 확인되었다.

<Table 2>

Demographic Characteristics of Participants

Ⅲ. 연구 결과

<Table 3>은 주요 변인의 기술통계량과 상관관계를 제시한 것이다. 기술통계 분석 결과, 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성의 평균은 3.826~3.985, 표준편차는 .703~.891의 범위로 나타났다. 왜도는 -.805~-.340, 첨도는 .275~.589로 확인되어 주요 변인의 분포는 정규성 가정을 크게 벗어나지 않는 수준으로 판단하였다(Kline, 2016).

<Table 3>

Descriptive Statistics and Correlations of Main Variables

상관관계 분석 결과, 모든 주요 변인 간에는 통계적으로 유의한 정적 상관이 나타났다(p<.01). 동일 시점의 자기이해와 진로계획성 간 상관은 Wave 1에서 r=.689, Wave 2에서 r=.706, Wave 3에서 r=.715로 높게 나타났다. 부모의 정서적지원은 동일 시점의 자기이해 및 진로계획성과 각각 유의한 정적 상관을 보였으며, 이는 부모의 정서적지원 수준이 높을수록 자기이해와 진로계획성 수준도 높게 나타나는 경향이 있음을 보여준다.

동일 변인의 시점 간 상관도 모두 유의하였다. 부모의 정서적지원은 r=.558~.618, 자기이해는 r=.556~.644, 진로계획성은 r=.510~.596의 범위로 나타나 각 변인이 시간의 흐름에 따라 일정한 연속성을 보이는 것으로 확인되었다. 한편, 모든 상관계수는 .80 미만으로 나타나 변인 간 상관이 구조모형 분석을 저해할 정도로 과도하게 높지는 않은 것으로 판단하였다(Kim, 2019).

<Table 4>는 각 시점별 확인적 요인분석과 측정동일성 검증 결과를 제시한 것이다. 먼저 각 시점별 측정모형의 적합도를 확인한 결과, Wave 1은 χ²=1524.051(df=60), χ²/df=25.401, TLI=.966, CFI=.974, RMSEA=.065로 나타났으며, Wave 2는 χ²=1630.114(df=60), χ²/df=27.169, TLI=.963, CFI=.971, RMSEA=.068로 확인되었다. Wave 3은 χ²=1891.979(df=58), χ²/df=31.533, TLI=.956, CFI=.966, RMSEA=.073으로 나타났다.

<Table 4>

Model Fit Indices of the Measurement Invariance Tests

각 시점별 CFA에서 χ² 값과 χ²/df 값은 비교적 높게 나타났으나, χ² 검정은 표본 수에 민감한 특성이 있으므로 TLI, CFI, RMSEA를 함께 고려하고, 세 시점 모두 TLI와 CFI가 .90 이상, RMSEA가 .08 이하로 나타나 각 시점별 측정모형은 수용 가능한 적합도를 보이는 것으로 판단하였다.

각 시점별 측정모형은 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성의 3요인 구조를 기준으로 설정하였다. 부모의 정서적지원은 3문항, 자기이해는 5문항, 진로계획성은 5문항으로 구성하였으며, [Fig. 2]에는 이 중 Wave 1의 CFA 결과를 대표적으로 제시하였다. Wave 1 측정모형에서 각 문항의 표준화 요인부하량은 전반적으로 양호한 수준으로 나타나, 각 관측변수가 해당 잠재변인을 적절하게 설명하고 있음을 확인하였다.

[Fig. 2]

CFA – Wave 1.

또한 측정모형의 적합도를 개선하기 위하여 수정지수와 문항 내용의 이론적 관련성을 함께 검토하였다. 그 결과 동일 잠재변인 내에서 의미상 유사성이 높은 문항 간에 한하여 제한적으로 오차공분산을 허용하였다. 구체적으로 자기이해 문항 중 자신의 능력 및 강점 인식과 관련된 문항 간 오차공분산을 설정하였고, 진로계획성 문항 중 진로계획의 구체화 및 점검과 관련된 문항 간 오차공분산을 설정하였다.

다음으로 종단자료 분석의 전제조건을 확인하기 위해 측정동일성 검증을 실시하였다. 구성동일성 모형의 적합도는 χ²=17004.560(df=678), χ²/df=25.080, TLI=.904, CFI=.912, RMSEA=.065로 나타났다. 요인부하량 동일성 모형은 χ²=17045.916(df=698), χ²/df=24.421, TLI=.907, CFI=.912, RMSEA=.064로 확인되었으며, 구성동일성 모형과 비교했을 때 CFI는 동일하게 유지되었고 RMSEA의 변화도 미미하였다. 절편동일성 모형은 χ²=17459.978(df=723), χ²/df=24.149, TLI=.908, CFI=.910, RMSEA=.064로 나타났다. 요인부하량 동일성 모형과 비교했을 때 CFI 변화량은 .002로 확인되어, 절편동일성 역시 수용 가능한 수준으로 판단하였다. 따라서 세 시점에 걸쳐 측정구조가 비교적 안정적으로 유지되고 있음을 확인하였다.

<Table 5>는 본 연구에서 설정한 구조모형의 적합도 지수를 제시한 것이다. 분석 결과, χ²==18478.125(df=683), χ²/df=27.054, TLI=.903, CFI=.916, RMSEA=.068로 나타났다. 이는 χ² 값이 표본 수의 영향을 받아 크게 나타난 점을 고려할 때, CFI와 TLI가 .90 이상이고 RMSEA가 .08 이하의 기준을 충족하고 있어 전반적으로 모형 적합도는 양호한 수준으로 판단된다. 따라서 본 연구에서 설정한 구조모형은 자료를 적절하게 설명하는 것으로 볼 수 있다.

<Table 5>

Model Fit Indices of the Structural Model

<Table 6>은 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 구조경로 분석 결과를 제시한 것이며 [Fig. 3]은 경로분석 결과를 도식적으로 나타낸 것이다. 먼저 자기회귀효과를 살펴보면, 부모의 정서적지원은 PES1→PES2(β=.657, p<.001), PES2→PES3(β=.685, p<.001)에서 유의한 정적 영향을 보였다. 자기이해 역시 SU1→SU2(β=.615, p<.001), SU2→SU3(β=.642, p<.001)에서 유의하였으며, 진로계획성도 CP1→CP2(β=.611, p<.001), CP2→CP3(β=.597, p<.001)에서 유의한 정적 영향을 나타냈다.

<Table 6>

Structural Path Estimates

[Fig. 3]

Standardized Path Coefficients of the Autoregressive Cross-Lagged Model.

교차지연효과를 살펴보면, 부모의 정서적지원은 이후 시점의 자기이해에 유의한 정적 영향을 미쳤다. 구체적으로 PES1→SU2 경로는 β=.079(p<.001), PES2→SU3 경로는 β=.048(p<.001)로 나타났다. 또한 자기이해는 이후 시점의 진로계획성에 유의한 정적 영향을 보였으며, SU1→CP2 경로는 β=.101(p<.001), SU2→CP3 경로는 β=.164(p<.001)로 확인되었다. 한편 부모의 정서적지원이 진로계획성에 미치는 직접효과의 경우, PES1→CP3 경로는 β=.017로 유의하지 않았으나, PES2→CP3 경로는 β=.071(p<.001)로 유의하게 나타났다.

<Table 7>은 PES1이 SU2를 통해 CP3에 미치는 특정간접효과에 대한 부트스트래핑 결과를 제시한 것이다. 분석 결과, PES1이 CP3에 미치는 직접효과는 .017이었으며, 95% 신뢰구간은 -.020에서 .056으로 나타나 유의하지 않았다. 반면 PES1이 SU2를 통해 CP3에 미치는 간접효과는 .013이었고, 95% 신뢰구간은 .005에서 .021로 모두 정적 방향을 보여 유의한 것으로 확인되었다.

<Table 7>

Bootstrapping Results for the Specific Indirect Effect

총효과는 .074로 나타났으며, 95% 신뢰구간은 .047에서 .102로 확인되었다. 이는 PES1이 CP3에 직접적으로 영향을 미치기보다는 SU2를 통해 간접적으로 영향을 미치는 종단적 매개경로가 유의함을 보여준다.

Ⅳ. 결 론

본 연구는 한국교육종단연구2013의 고등학교 1~3학년(2018~2020년) 자료를 활용하여 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 종단적 관계를 분석하였다. 이를 위해 자기회귀교차지연모형을 적용하여 각 변인의 시간적 안정성을 통제한 상태에서 변인 간 영향 방향을 검증하고, 부모의 정서적지원이 자기이해를 통해 진로계획성에 이르는 종단적 매개경로를 확인하고자 하였다. 주요 결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성은 모두 유의한 자기회귀효과를 보였다. 특히 자기회귀계수가 교차지연계수보다 상대적으로 크게 나타난 점은 세 변인이 단기간에 급격히 변화하기보다 이전 시점의 수준을 유지하면서 누적적으로 형성된다는 것을 의미한다. 이는 청소년의 진로성숙과 진로발달이 시간의 흐름 속에서 점진적으로 축적된다는 Shin(2023)의 연구와 맥락을 같이한다. 따라서 진로계획성은 일회성 검사나 단기 프로그램의 결과라기보다, 이전 시기의 자기인식과 진로경험이 누적되어 형성되는 발달적 특성으로 이해할 필요가 있다.

둘째, 부모의 정서적지원은 이후 시점의 자기이해를 유의하게 예측하였다. 이는 부모의 격려, 이해, 공감이 청소년에게 특정 진로를 직접 선택하도록 하는 자극이라기보다, 자신의 능력과 흥미, 가치 및 강점을 탐색할 수 있는 심리적 기반으로 기능할 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 환경적 요인이 개인의 인지적 구조 형성에 영향을 미친다고 본 사회인지이론(Bandura, 1986)의 관점과 일치하며, 부모의 지원이 자기효능감과 심리적 자원의 형성에 기여한다는 Qian et al.(2024), Amini and Salim(2020), 부모의 진로 관련 지원이 정체성과 자기이해 발달에 기여한다는 Zammitti et al.(2020)의 연구와도 유사하다. 다만 부모의 정서적지원이 자기이해에 미치는 교차지연효과는 자기회귀효과보다 작았으므로, 부모지원은 자기이해를 결정하는 단일요인이라기보다 기존 자기인식을 보완하는 촉진요인으로 해석할 필요가 있다.

셋째, 자기이해는 이후 시점의 진로계획성을 유의하게 예측하였다. 이는 청소년이 자신의 능력, 흥미, 선호, 가치 등을 명확히 이해할수록 진로목표와 계획을 구체화할 가능성이 높아짐을 의미한다. 이러한 결과는 인지적 요인이 진로목표와 행동 형성에 중요한 역할을 한다고 본 사회인지진로이론(Lent et al., 1994)의 관점과 부합하며, 자기이해와 자기효능감이 진로계획 및 진로행동에 영향을 미친다는 Söner and Gültekin(2025), Zhou(2024)의 연구를 지지한다. 특히 고2 자기이해가 고3 진로계획성에 미치는 영향이 상대적으로 크게 나타난 것은, 실제 진학·취업 선택이 가까워질수록 자기이해가 구체적인 계획으로 전환될 가능성이 커짐을 보여준다.

넷째, 고1 부모 정서적지원이 고3 진로계획성에 미치는 직접효과는 유의하지 않았으나, 고2 자기이해를 통한 간접효과는 유의하였다. 이는 부모의 정서적지원이 장기적으로 진로계획성을 직접 변화시키기보다, 청소년의 자기이해를 촉진하고 이를 통해 계획성으로 이어질 수 있음을 보여준다. 반면 고2 부모 정서적지원은 고3 진로계획성을 직접적으로도 예측하였다. 이러한 결과는 부모지원의 기능이 시기별로 다를 수 있음을 시사한다. 진로탐색이 중심인 초기에는 자기이해를 돕는 간접적 자원으로, 진로선택과 실행이 구체화되는 후기에는 계획 실행을 지지하는 직접적 자원으로 작용할 가능성이 있다. 이는 부모의 지원이 진로발달에 직접적·간접적으로 영향을 미친다는 Rambe et al.(2024), Kwon(2024), Jo and Cho(2023)의 연구와 유사한 맥락을 가진다.

이상의 결과는 사회인지이론과 사회인지진로이론을 단순한 환경-인지-행동의 순차적 구조로 적용하기보다, 각 요인의 상대적 영향력과 작동 시기를 함께 고려해야 함을 보여준다. 부모의 정서적지원은 자기이해와 진로계획성을 전적으로 설명하는 결정요인이 아니라, 이미 형성된 자기인식이 진로계획으로 연결되도록 돕는 맥락적 자원으로 이해할 필요가 있다. 또한 부모지원의 장기 직접효과는 유의하지 않았지만 자기이해를 통한 간접효과가 유의했다는 점은, 환경적 지원이 개인의 인지적 해석과 자기탐색을 거쳐야 진로계획으로 이어질 수 있다는 사회인지진로이론의 논리를 구체적으로 뒷받침한다.

본 연구의 학문적 의의는 고등학교 3년간의 종단자료를 활용하여 각 변인의 안정성을 통제한 상태에서 부모의 정서적지원, 자기이해, 진로계획성 간의 시간적 관계를 검증하였다는 데 있다. 또한 부모의 정서적지원이 자기이해를 통해 진로계획성으로 이어지는 종단적 매개경로를 확인함으로써, 자기이해가 환경적 지원을 진로계획으로 전환하는 핵심 인지적 연결고리임을 제시하였다. 나아가 부모지원의 기능이 학년과 진로발달 단계에 따라 달라질 수 있음을 보여주었다.

실천적으로는 첫째, 자기이해와 진로계획성의 높은 자기회귀효과를 고려할 때, 학교 진로교육은 일회성 검사나 단기 특강보다 고등학교 3년간 연계되는 누적형 프로그램으로 운영될 필요가 있다. 고1에서는 흥미·능력·가치·강점 탐색을, 고2에서는 자기이해 결과와 과목선택·학업계획·진로목표의 연결을, 고3에서는 진학·취업·전공 선택과 실행계획의 구체화를 중심으로 지원할 수 있다.

둘째, 부모교육은 입시정보 제공이나 진로결정 대행보다 자녀의 자기이해를 촉진하는 방식에 초점을 둘 필요가 있다. 자녀의 선택을 평가하기보다 질문과 경청을 통해 흥미와 강점을 표현하도록 돕고, 선택의 이유를 함께 검토하며, 실패와 불확실성을 수용하는 대화법을 구체적으로 다루어야 한다.

셋째, 진로계획성이 낮은 학생에게는 계획 수립을 곧바로 요구하기보다 자기이해 수준과 가정 내 정서적 지지환경을 먼저 확인할 필요가 있다. 자기이해가 불명확한 경우 강점 탐색, 가치 명료화, 흥미 경험 분석 등을 선행하고, 필요하면 부모상담을 연계하는 단계적 개입이 적절하다. 또한 고2 부모지원이 고3 진로계획성을 직접 예측한 결과를 고려하여, 과목 선택과 진학·취업 경로가 구체화되는 고2 시기에 학생·부모·교사가 함께 참여하는 진로면담을 강화할 필요가 있다.

정책적으로는 진로교육 성과를 진학률이나 취업률뿐 아니라 학생의 자기이해와 진로계획성 변화로도 평가할 필요가 있다. 또한 학교 진로교육과 부모교육을 연계하고, 부모지원이 부족한 학생에게 담임교사, 진로전담교사, 상담교사, 지역사회 멘토가 보완적 지지자 역할을 수행할 수 있는 지원체계를 마련해야 한다.

마지막으로 본 연구는 학생 자기보고식 자료를 활용하였고, 부모지원 중 정서적지원에 초점을 두었으며, 고등학교 1~3학년 시기에 한정하였다는 한계가 있다. 또한 자기회귀교차지연모형은 시간적 선후관계를 검토할 수 있으나 관찰자료에 기반하므로 인과관계를 단정하는 데에는 제한이 있다. 향후 연구에서는 부모와 교사 자료, 다양한 부모지원 유형, 중학교 전환기 및 졸업 이후 시기를 포함하고, 잠재성장모형, 무선절편 교차지연모형, 다집단 분석 등을 활용하여 개인 내 변화와 집단별 차이를 보다 정교하게 검토할 필요가 있다.

References

• Amini DS and Salim RMA(2020). Parental support, self-efficacy in career decision making, and planned happenstance of middle school students. Jurnal Psikologi Ulayat, 7(1), 87~98. [https://doi.org/10.24854/jpu102]
• Bandura A(1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Prentice-Hall.
• Gustina A, Liu JS, Indartono S, Endarwati ML and Darmawati A(2024). Connecting the dots: How parent support shapes career readiness through psychological capital. SA Journal of Human Resource Management, 22, a2540. [https://doi.org/10.4102/sajhrm.v22i0.2540]
• Hu LT and Bentler PM(1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1~55. [https://doi.org/10.1080/10705519909540118]
• Jo YJ and Cho GP(2023). The mediating effect of career decision-making self-efficacy in the relationship between high school students’ perceived parental and teacher autonomy support and career preparation behavior. Youth Studies Research, 30(8), 433~457. [https://doi.org/10.21509/KJYS.2023.08.30.8.433]
• Kim JH(2019). Multicollinearity and misleading statistical results. Korean Journal of Anesthesiology, 72(6), 558~569. [https://doi.org/10.4097/kja.19087]
• Kline RB(2016). Principles and practice of structural equation modeling. Guilford Press.
• Kwon HJ(2024). Negative affect, parental support, and career decision-making among multicultural adolescents in Korea. Journal of Career Development, 51(1), 125~144. [https://doi.org/10.1177/08948453231213623]
• Lent RW, Brown SD and Hackett G(1994). Toward a unifying social cognitive theory of career and academic interest, choice, and performance. Journal of Vocational Behavior, 45(1), 79~122. [https://doi.org/10.1006/jvbe.1994.1027]
• Qian M, Jin R, Lu C and Zhao M(2024). Parental emotional support, self-efficacy, and mental health problems among adolescents in Hong Kong: A moderated mediation approach. Frontiers in Psychiatry, 15, 1458275. [https://doi.org/10.3389/fpsyt.2024.1458275]
• Rambe MS, Darwis M and Siregar AH(2024). Relationship of parental social support with adolescent career planning. Jurnal Konseling dan Pendidikan, 12(1), 66~75. [https://doi.org/10.29210/1106100]
• Shin JR(2023). Types of longitudinal changes in youth career maturity and a study on the influential factors of social activity. The Journal of Learner-Centered Curriculum and Instruction, 23(3), 295~310. [https://doi.org/10.22251/jlcci.2023.23.3.295]
• Söner O and Gültekin F(2025). Middle school students’ career parental support and adolescent–parent career congruence: The mediating role of self-efficacy. International Journal for Educational and Vocational Guidance, 25, 981~1003. [https://doi.org/10.1007/s10775-024-09658-7]
• Zammitti A, Scuderi V and Russo A(2020). Perceived career parental support and identity development: A study on adolescents. Interdisciplinary Journal of Family Studies, 25(1), 27~46.
• Zhou N(2024). Perceived parental career expectation and adolescent career development: The mediating role of career-planning and goal-setting self-efficacy. Journal of Counseling Psychology, 71(6), 621~632. [https://doi.org/10.1037/cou0000736]