II. 이론적 배경
3. 또래관계와 진로성숙도 관계에서 자아존중감의 매개효과
또래관계와 진로성숙도 관계에서 자아존중감이 매개역할을 하고 있는지 알아 보기 위해 Baron & Kenny(1986)가 제안한 매개효과 검증 절차로 3단계 회귀분 석을 실시하였다. 그 결과는 표Ⅳ-3 과 그림Ⅳ-1 이다.
표Ⅳ-3 또래관계가 진로성숙도에 미치는 영향에서 자아존중감의 매개효과
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
1단계는 독립변인이 가정된 매개변인을 유의미하게 예언하는지에 대해 알아보 는 과정으로, 또래관계가 자아존중감에 미치는 영향을 알아보기 위하여 단순회귀 분석을 실시하였다. 분석 결과 또래관계가 자아존중감에 미치는 영향이 통계적으 로 유의미하였으며(β=.310, p<.001), 이것은 독립변인이 매개변인을 설명하는 변 인으로 작용하고 있음을 가정한다고 설명할 수 있다.
2단계는 독립변인이 종속변인을 유의미하게 예언하는지를 알아보는 과정으로, 또래관계가 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 단순회귀분석을 실시 하였다. 분석결과 또래관계는 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하 였으며(β=.255, p<.001), 이는 위의 회귀모형이 적합하다는 것을 알 수 있다. 그 러므로 또래관계가 진로성숙도를 유의미하게 예언한다는 가정을 만족할 수 있다.
단
계 모형 R2 F B SE β t
1 또래관계→자아존중감 .096 47.713 .542 .078 .310 6.907***
2 또래관계→진로성숙도 .065 31.028 .066 .012 .255 5.570***
3
또래관계 자아존중감
→진로성숙도
.077 18.758
.056 .012 .218 4.557***
.018 .007 .118 2.476* Sobel Z 통계량 비표준화회귀계수B(a)=.542 표준오차SE(a)=.078 Z= 2.411* 비표준화회귀계수B(b)=.018 표준오차SE(b)=.007
그림Ⅳ-1 또래관계와 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과
3단계로 독립변인과 매개변인이 동시에 종속변인을 예언하는지를 알아보는 과 정으로 또래관계와 자아존중감을 함께 독립변인으로 투입하고 진로성숙도에 미 치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 분석결과 자아존중감의 영향력을 통제한 상태에서 또래관계가 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의하였으며(β=.218, p<.001), 매개 변인인 자아존중감이 진로성숙도에 미치는 영향도 통계적으로 유의하게 나타났다(β=.118, p<.05). 이때 또래관계가 진로성숙 도에 미치는 영향의 크기가 2단계 .255에서 3단계 .218으로 절대값이 줄어들었고, 또래관계가 진로성숙도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 보아 자아존중감은 또 래관계와 진로성숙도의 관계에서 부분매개 하는 것을 알 수 있다.
다음으로 위에 제시된 자아존중감의 매개효과에 대한 통계적 유의성 검증을 위해 Sobel test를 실시하였다. Z점수의 절대값이 1.96 이상일 경우 P<.05 수준, 2.58 이상일 경우 P<.01 수준, 3.30 이상일 경우 p<.001수준에서 매개효과는 통계 적으로 유의한 것으로 본다(Sobel, 1982). 본 연구에서 Sobel test를 실시한 결과, Z=2.411(p<.05)로 매개효과가 통계적으로 유의하다고 할 수 있다. 따라서 자아존 중감은 또래관계와 진로성숙도의 관계에서 유의미한 수준에서 매개효과가 있음 을 확인할 수 있다.
따라서 ‘가설 2. 고등학교 1학년 학생이 지각한 또래관계와 진로성숙도의 관계에서 자 아존중감은 매개역할을 할 것이다.’ 가 검증되었음을 알 수 있다.
3-1. 도움과 진로성숙도 관계에서 자아존중감의 매개효과
또래관계 하위변인인 도움과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감이 매개역할을 하는지 알아보기 위해 Baron & Kenny(1986)가 제안한 매개효과 검증 절차인 3 단계 회귀분석을 실시한 결과는 표Ⅳ-4, 그림Ⅳ-2와 같다.
표Ⅳ-4 도움이 진로성숙도에 미치는 영향에서 자아존중감의 매개효과
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
그림Ⅳ-2 도움과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과 단
계 모형 R2 F B SE β t
1 도움→자아존중감 .096 47.632 .383 .055 .310 6.902***
2 도움→진로성숙도 .063 30.000 .046 .008 .4251 5.477***
3 도움 자아존중감
→진로성숙도 .076 18.311
.039 .009 .213 4.462***
.018 .007 .120 2.504**
Sobel Z 통계량 비표준화회귀계수B(a)=.383 표준오차SE(a)=.055 Z= 2.412* 비표준화회귀계수B(b)=.018 표준오차SE(b)=.007
1단계는 독립변인이 가정된 매개변인을 유의미하게 예언하는지에 대해 알아보 는 과정으로, 또래관계 하위변인인 도움이 자아존중감에 미치는 영향을 알아보기 위하여 단순 회귀분석을 실시하였다. 분석결과 도움이 자아존중감에 미치는 영 향이 통계적으로 유의미하였으며(β=.310, p<.001), 이것은 독립변인이 매개변인을 설명하는 변인으로 작용하고 있음을 가정한다고 설명할 수 있다.
2단계는 독립변인이 종속변인을 유의미하게 예언하는지를 알아보는 과정으로, 도움이 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 단순 회귀분석을 실시하였 다. 분석결과 도움은 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하였으며(β
=.251, p<.001), 이는 위의 회귀모형이 적합하다는 것을 말해주고 있다. 그러므로 도움은 진로성숙도를 유의미하게 예언한다는 가정을 만족한다.
3단계로 독립변인과 매개변인이 동시에 종속변인을 예언하는지를 알아보는 과 정으로 도움과 자아존중감을 함께 독립변인으로 투입하고 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회기분석을 실시하였다. 분석결과 자아존중감의 영향 력을 통제한 상태에서 도움이 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의하였 으며(β=.213, p<.001), 매개변인인 자아존중감이 진로성숙도에 미치는 영향도 통 계적으로 유의하게 나타났다.(β=.120, p<.05) 이때 도움이 진로성숙도에 미치는 여향의 크기가 2단계 .251에서 3단계 .213으로 절대값이 줄어들었고, 도움이 진로 성숙도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 보아 자아존중감이 도움과 진로성숙도 의 관계에서 부분매개 하는 것을 알 수 있다.
다음으로 위에 제시된 자아존중감의 매개 효과에 대한 통계적 유의성 검증을 위해 Sobel test를 실시하였다. 그 결과 표Ⅳ-4에서와같이 Z점수의 절대값이 6.721로 p<.001 수준에서 매개 효과가 통계적으로 유의미하다. 그러므로 자아존 중감은 도움과 진로성숙도의 관계에서 매개 효과가 있음을 확인할 수 있다.
따라서 도움과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감이 매개효과가 있음을 검증 하는 ‘가설 2-1 도움과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감은 매개역할을 할 것이 다’ 가 검증되었다.
3-2. 친밀과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과
또래관계의 하위변인인 친밀과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감이 매개역할 을 하고 있는지 알아보기 위해 매개효과 검증 절차로 3단계 회귀분석을 실시한 결과는 표Ⅳ-5, 그림Ⅳ-3과 같다.
표Ⅳ-5 친밀이 진로성숙도에 미치는 영향에서 자아존중감의 매개효과
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
그림Ⅳ-3 친밀과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과 단
계 모형 R2 F B SE β t
1 친밀→자아존중감 .051 24.260 .214 .044 .227 4.925***
2 친밀→진로성숙도 .020 9.249 .020 .007 .142 3.041**
3
친밀
자아존중감
→진로성숙도
.045 10.561 .015 .007 .106 2.223* .024 .007 .162 3.414**
Sobel Z 통계량 비표준화회귀계수B(a)=.214 표준오차SE(a)=.044 Z= 2.802** 비표준화회귀계수B(b)=.024 표준오차SE(b)=.007
1단계는 독립변인이 가정된 매개변인을 유의미하게 예언하는지에 대해 알아보 는 과정으로, 친밀이 자아존중감에 미치는 영향을 알아보기 위하여 단순 회귀분 석을 실시하였다. 분석결과 친밀이 자아존중감에 미치는 영향은 통계적으로 유의 미하였으며(β=.227, p<.001), 이것은 독립변인이 매개변인을 설명하는 변인으로 작용하고 있음을 가정한다고 할 수 있다.
2단계는 독립변인이 종속변인을 유의미하게 예언하는지를 알아보는 과정으로, 친밀이 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 단순 회귀분석을 실시하였 다. 분석결과 친밀은 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하였으며(β
=.142, p<.01), 이는 위의 회귀모형이 적합하다는 것을 알 수 있다. 그러므로 친 밀이 진로성숙도를 유의미하게 예언한다는 가정을 만족할 수 있다.
3단계로 독립변인과 매개변인이 동시에 종속변인을 예언하는지를 알아보는 과 정으로 친밀과 자아존중감을 함께 독립변인으로 투입하고 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 분석결과 자아존중감의 영향 력을 통제한 상태에서 친밀이 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의하였 으며(β=.106, p<.05), 매개변인인 자아존중감이 진로성숙도에 미치는 영향도 통계 적으로 유의하게 나타났다.(β=.162, p<.01) 이때 친밀이 진로성숙도에 미치는 영 향의 크기가 2단계 .142에서 3단계 .106으로 절대값이 줄어들었고, 친밀이 진로성 숙도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 보아 자아존중감은 친밀과 진로성숙도의 관계에서 부분매개 하는 것을 알 수 있다.
다음으로 위에 제시된 자아존중감의 매개효과에 대한 통계적 유의성을 알아보 기 위해 Sobel test를 실시하였다. Sobel에 의하면 Z점수의 절대값이 2.58 이상일 경우 p<.01 수준에서 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 해석한다. 그러므로 본 연구에서의 분석결과 Z=2.802(p<.01) 이므로 매개효과가 통계적으로 유의하다 고 할 수 있다. 따라서 자아존중감은 또래관계와 진로성숙도의 관계에서 유의미 한 수준에서 매개효과가 있음을 확인할 수 있다.
그러므로 ‘가설 2-2. 고등학교 1학년 학생이 지각하는 친밀과 진로성숙도의 관 계에서 자아존중감이 매개역할을 할 것이다.’라는 가설이 검증되었다.
3-3. 인정과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과
또래관계의 하위변인인 인정과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감이 매개역할 을 하고 있는지 알아보기 위해 매개효과 검증 절차로 3단계 회귀분석을 실시한 결과는 표Ⅳ-6, 그림Ⅳ-4와 같다.
표Ⅳ-6 인정이 진로성숙도에 미치는 영향에서 자아존중감의 매개효과
** p<.01, *** p<.001
그림Ⅳ-4 인정과 진로성숙도의 관계에서 자아존중감의 매개효과 단
계 모형 R2 F B SE β t
1 인정→자아존중감 .104 51.901 .372 .052 .322 7.204***
2 인정→진로성숙도 .031 14.502 .030 .008 .177 3.808***
3
인정
자아존중감
→진로성숙도
.050 11.734
.022 .008 .131 2.685**
.021 .007 .144 2.952**
Sobel Z 통계량 비표준화회귀계수B(a)=.372 표준오차SE(a)=.052 Z= 2.76** 비표준화회귀계수B(b)=.021 표준오차SE(b)=.007
1단계는 독립변인이 가정된 매개변인을 유의미하게 예언하는지에 대해 알아보 기 위한 과정으로, 인정이 자아존중감에 미치는 영향을 알아보기 위하여 단순회 귀분석을 실시하였다. 분석결과 인정이 자아존중감에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하였으며(β=.322, p<.001), 이것은 독립변인이 매개변인을 설명하는 변인으 로 작용하고 있음을 가정한다고 설명할 수 있다.
2단계는 독립변인이 종속변인을 유의미하게 예언하는지를 알아보는 과정으로, 인정이 진로성숙도에 미치는 영향을 알아보기 위하여 단순 회귀분석을 실시하였 다. 분석결과 인정이 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하였으며(β
=.177, p<.001), 이는 위의 회귀모형이 적합하다는 것을 알 수 있다. 그러므로 인 정이 진로성숙도를 유의미하게 예언한다는 가정을 만족할 수 있다.
3단계로 독립변인과 매개변인이 동시에 종속변인을 예언하는지를 분석하는 과 정으로 인정과 자아존중감을 함께 독립변인으로 투입하고 진로성숙도에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 다중회귀분석을 실시하였다. 분석결과 자아존중감의 영 향력을 통제한 상태에서 인정이 진로성숙도에 미치는 영향이 통계적으로 유의하 였으며(β=.131, p<.01), 매개 변인인 자아존중감이 진로성숙도에 미치는 영향도 통계적으로 유의하게 나타났다(β=.144, p<.01). 인정이 진로성숙도에 미치는 영향 의 크기가 2단계 .177에서 3단계 .131로 절대값이 줄어들었고, 인정이 진로성숙도 에 유의미한 영향을 미치는 것으로 보아 자아존중감이 인정과 진로성숙도의 관 계에서 부분매개 하는 것을 알 수 있다.
다음으로 자아존중감의 매개효과에 대한 통계적 유의성 검증을 위해 Sobel test를 실시하였다. 본 연구에서는 Z=2.76(p<.01)로 매개효과가 통계적으로 유의 하다고 할 수 있다. 따라서 자아존중감은 인정과 진로성숙도의 관계에서 유의미 한 수준에서 매개효과가 있음을 확인할 수 있다.
그러므로 ‘가설 2-3. 고등학교 1학년 학생이 지각한 인정과 진로성숙도의 관계 에서 자아존중감은 매개역할을 할 것이다.’ 가 검증되었다.