1. 서론
청소년 후기 성인기인 대학생 시기는 발달과업 중 사회적 적응이 특히 요구되는 시기이며, 성인으로서의 정체성을 확립하는 중요한 시기이다(조보람, 이정민, 2019). 대학생은 중, 고등학교와 달리 자유롭고 새로운 교육환경에 적응해야 하며 취업준비, 원만한 대인관계 형성, 심리적 독립 등 중요한 것들을 스스로 결정하고 행동해야 한다. 그러나 이 과정에서 대학생들은 새로운 역할과 책임감에 대한 부담과 스트레스를 경험하게 되고, 대학생활적응에도 어려움을 느낄 수 있다(Altl & Itzkovich, 2016).
대학생활을 잘 적응하지 못하는 것은 심리적 건강에 부정적인 영향을 미칠 뿐만 아니라, 학업중단과 학교 이동 등을 야기한다고 나타났으며(김경순, 2006; 김희숙, 2006), 대학생의 중도탈락 비율은 지속적으로 증가하고 있다. 2020년 대학알리미에 게시된 ‘중도탈락 학생 현황’에 따르면, 전국 4년제 대학의 중도탈락 학생 수는 2017년 54,104명에서 2018년 58,078명, 2019년에는 67,627명으로, 중도탈락 비율은 2017년 3.6%에서 2018년 3.8%, 2019년 4.1%로 꾸준히 증가하고 있는 것으로 보고하였다(대학알리미, 2020). 중도탈락률은 한국 사회에서 증가하고 있는 실정이며 이는 대학생들이 정서적, 경제적, 사회적 적응의 다양한 문제로 이어질 가능성이 높다. 이처럼 대학생활에 어려움을 겪는 학생들은 학교생활을 지속하지 못하고 중도에 포기하거나 우울 및 불안 등의 부정적 심리상태를 경험할 수 있고(박은선, 김광현, 2016; 정혜윤, 2016) 나아가 대학교육의 효과성 및 효율성을 감소시킬 수 있다(류혜숙, 김남연, 2008). 따라서 대학생들의 안정적인 적응이 개인적이고 사회적인 차원뿐만 아니라 교육적인 차원에서도 중요한 문제라고 볼 수 있다.
Baker and Siryk (1984)은 대학생활적응이란 대학 내에서의 학업 및 대인관계, 그리고 과외활동과 관련된 사회적 생활에 적응하고 심리적 스트레스에 적절히 대처하며 자신이 다니고 있는 대학에 대해 전반적으로 애착을 갖는 것이라고 주장하였다. 대학에 적응을 한다는 것은 대학환경과 대학생 사이에 활발한 상호작용을 통해 이루어지는 과정이며 학생이 자신의 욕구에 적합하도록 환경을 변화시키고 맞춰 나가는 과정이기도 하다(김성경, 2003). 이러한 과정에서 변화에 잘 대처하지 못하여 부적응에 빠지면 불안, 우울, 분노, 수치심 등 심리적 어려움과 신체적 증상이 발현되기도 한다(김종운, 최미숙, 2013; Kenny & Donaldson, 1991).
대학생활에 잘 적응하는 학생들은 현실적으로 자신의 욕구를 충족시켜 나가는 사람으로 인간관계의 어려움을 잘 해결할 수 있는 능력을 가지고 있으며 즐거운 학교생활을 영위한다(박효진, 변은경, 양현주, 2019). 이들은 학업성취도가 높고(서영은, 김혜진, 2022) 중도 탈락할 가능성이 희박하며(박은선, 김광현, 2016), 졸업 후 자신의 직무환경 변화에도 잘 대처하게 된다. 즉, 대학생활적응은 학업 성취 뿐만 아니라 건강한 사회인으로 적응하는 능력을 기르는 것이며 자아실현, 대인관계, 진로결정, 취업 등을 포함한 다양한 영역에 영향을 미친다고 볼 수 있다. 따라서 다양한 변화와 적응을 경험하는 대학생 시기에 학생들이 스트레스를 잘 대처하여 즐거운 학교생활을 하도록 도와주기 위해 어떤 변인이 대학생활 적응하는 것에 영향을 미치는지 살펴보고자 한다.
선행연구를 살펴보면 대학생활적응은 인지적 변인, 정서적 변인, 사회적 변인 등의 여러 영역의 요인들과 밀접한 관계가 있는 것으로 보고되어 왔다. 구체적으로는 자아존중감 및 극복력(박효진, 변은경, 양현주, 2019), 자아탄력성과 성인애착(최아랑, 김용범, 강영호, 2019), 부모와의 안정적인 애착 및 가족응집력(김효원, 2005), 성격과 진로결정효능감(이귀숙, 도수정, 송현아, 2016), 사회적지지(서미, 최보영, 조한익, 2006), 자기격려, 학업소진(서명옥, 강윤심, 최보영, 2020), 우울(고기숙, 2015) 등이 대학생활적응을 예측하는 변인으로 보고되었다.
긍정심리자본은 일상, 도전적 상황에서 자아개념을 긍정적으로 이끌고 개인이 가지고 있는 가치를 변화하는 환경에 잘 적응하고 목표를 달성할 수 있게 해주는 긍정적 심리상태이다(Luthans, 2002). 긍정심리자본이란 자아개념을 긍정적으로 이끄는 심리적 요인으로(Martin et al., 1993), 한 개인은 긍정심리자본을 활용하여 진취적 사고와 행동을 하게 되어 긍정적인 결과를 도출할 수 있다(Luthans et al., 2010). 긍정심리자본은 상태적인 특성을 가지고 있어 훈련과 연습으로 개발 가능하며 다음의 4가지 요인로 구분된다(Luthans et al., 2007). 과제를 수행하는데 있어 해낼 수 있다는 자신의 능력에 대한 믿음인 자기효능감(Gardner & Pierce, 1998), 스트레스나 어려운 상황에 직면했을 때 적절히 대처하고 극복할 수 있는 능력인 탄력성(Rutter, 1987), 현실적 전망을 유지해 나가면서 가지는 긍정적 태도, 미래에 대한 긍정적 신념인 낙관주의(Luthans, 2002), 목표달성을 위한 의지와 달성에 대한 긍정적 인식인 희망으로 설명된다(Snyder, 1994). 정리하자면 긍정심리자본은 자기효능감, 희망, 낙관주의, 탄력성이 복합적으로 작용하는 개발 가능한 긍정적인 심리상태를 개념화해서 만든 상위개념이고 도전적, 성공적으로 과제를 수행하도록 돕는 역할로 정의할 수 있다(Luthans et al., 2007).
한 개인이 근본적으로 행복과 성장을 추구하는 존재라고 가정한 긍정심리학적 관점에서 볼 때, 대학에서 학생들의 적응력을 높이기 위한 노력으로 학생들이 자신의 긍정심리자본을 이해하고 이를 바탕으로 잠재력을 키워나갈 수 있게 하는 개입이 요구된다(성소연, 김은영, 2021). 긍정심리자본이 높은 대학생들은 전공만족도, 학습몰입 및 적극적 참여와 같은 학업 관련 능력이 있으며(박명남, 2021; 오지현, 김지선, 2020; 정지아, 2017) 사회적, 정서적, 학업적으로 대학환경에 잘 적응한다(고정리, 2019). 또한 긍정심리자본은 대학생의 우울과 취업스트레스를 감소시키고(강지연, 지명원, 2021; 노기옥, 임영순, 2017), 학습몰입도(오지현, 김지선, 2020), 학습참여도(박명남, 2021), 대인관계만족도(고화정, 고현, 박서연, 2022), 대학생활만족도(고현, 박신영, 2019), 대학생활적응(Liran & Miller, 2017)을 높이는 것으로 나타나 대학생활적응에 효과적이라는 것을 알 수 있다.
대학생활적응에 영향을 미칠 수 있는 또 다른 개념으로 셀프리더십을 들 수 있다. 셀프리더십은 개인이 누군가의 교육이나 명령 없이 자신의 행동과 사고방식을 효율적으로 통제 및 관리하여 목표하는 바를 이루고 계속적으로 성장해 나갈 수 있는 전략 또는 내적 리더십이라고 할 수 있다(Manz & Sims, 1980; Shelton, 1997). 이 개념은 전통적 리더십의 개념에서 벗어나 조직과 사회 구성원들 모두 각자가 개인의 삶을 주도하고 발전을 계획해야 한다는 흐름에서부터 대두되었으며(Manz, 1989), 빠른 속도로 변화하는 미래 사회에 적응하고 더 나아가서 사회를 이끌어야 하는 사람들에게 필수 불가결한 능력이라 여겨지고 있다(김민정, 2007). 다시 말해 셀프리더십은 개인이 스스로 목표를 세우고, 자기보상과 자기통제를 하는 것과 같은 자율적인 행동을 포함한 사고와 감정에 대한 내적 리더십으로, 개인이 스스로 높은 성과를 이끌어 내기 위하여 필요한 자율적인 힘이다(장태정, 문미경, 2016). 따라서 셀프리더십은 자율성과 책임감이 필요한 대학생에게 반드시 요구되는 능력이라 할 수 있다(가수정, 이석열, 2017).
셀프리더십에 관한 선행연구를 살펴보면, 한영석, 김명소(2010)의 연구에서는 셀프리더십이 높은 대학생은 자기효능감이 함께 높아져 대학생활만족도와 대학 생활 수행능력이 높아진다고 보고하고 있다. 이유정, 정기수(2018)의 연구에서는 대학생들이 셀프리더십을 발휘하는 것은 자기주도적 학습능력과 학업적 자기효능감, 대학생활만족도 전체에 큰 영향을 미친다고 밝혔다. 또한 셀프리더십이 높으면 학업적 흥미가 증가하고, 대학생의 역량 강화 상승에 영향을 미치게 되어 결국 대학생활적응에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있다고 본다(이영옥, 전윤화, 김미선, 2018). 대학생 대상 셀프리더십의 교육 효과에 대한 연구를 진행한 강윤정, 김문섭, 김지숙(2019)은 셀프리더십이 높을수록 자기조절 학습능력, 학교생활만족도가 높아지는 것으로 보고하였다. 이는 셀프리더십이 대학생활적응 영역에서 학업적응과 개인의 정서 작용과 밀접한 관련이 있음을 의미한다. 따라서 본 연구에서는 대학생의 셀프리더십 수준이 높을수록 대학 생활에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 예상하였다.
또한, 셀프리더십은 긍정심리자본과도 연관 있는 개념으로 거론되고 있다. 셀프리더십은 스트레스 상황에서 인지적 적응을 향상시키고 긍정적인 대처가 가능하게 만드는 회복탄력성을 높이는 기제로 작용한다(강솔, 이상돈, 2015). 선행연구에서는 셀프리더십 수준이 높을수록 긍정심리자본 하위 요인 중 자기효능감, 낙관주의, 회복탄력성, 희망 수준에 유의미한 정적 영향을 미치는 것으로 보고하였다(이새롬, 2013; 하동현, 2018). 또 다른 연구(김유미, 2016; 홍미경, 2015)에서는 셀프리더십이 개인에게 잠재된 자아를 일깨우고 자기관리 능력을 상승시키는 단계에서 긍정심리자본이 상승하는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 셀프리더십이 높은 대학생일수록 높은 수준의 긍정심리자본을 지니고 있을 것으로 가정하였다.
약 3년간의 코로나 팬데믹을 겪고 다시 일상으로 돌아오는 과정에서 대학생에게 중요한 과업은 적응이다. 이러한 고난의 상황을 겪고 극복하기 위해서는 장기적인 끈기, 인내가 필요하다(박연옥, 2021). 따라서 이와 관련하여 그릿이라는 개념에 주목해볼 수 있다. 그릿(Grit)이란 성장(Growth), 회복력(Resilience), 내적 동기(Intrinsic Motivation), 끈기(Tenacity)의 앞글자를 조합하여 만든 용어이며 실패를 거듭함에도 불구하고 장기목표를 위한 열정과 끈기, 노력을 의미하는 성격적 특성이다(Duckworth et al., 2007). 이러한 그릿은 노력 지속성과 흥미 일관성의 두 가지 하위요인으로 구성되어 있다. 노력 지속성(perseverance of effort)은 장기적 목표를 위해 인내하고 꾸준히 노력하는 경향성을 의미하며, 흥미 일관성(consistency of interests)은 분명한 목표를 가지고 오랫동안 단일 목표를 위해 노력하는 것을 뜻한다(이수란, 2014).
대학생활적응은 그릿의 영향을 받는 것으로 밝혀졌으며 그릿이 높으면 목표 달성을 위해 꾸준히 노력하고 학업 스트레스가 감소하며 미래지향적 동기로 인해 대인관계에 대한 만족감이 향상된다(이승주, 박주영, 2018; 정미라, 정은, 2018). 또한 대학생의 그릿은 학업 지속에도 긍정적인 영향을 미치며 그 결과 대학 수료 및 졸업 가능성을 예측하는 핵심 요인인 것으로 밝혀지고 있다(조남근, 권정희, 정미예, 2017; Duckworth & Quinn, 2009). 김주영(2019)의 연구에서는 그릿의 하위요인인 노력 지속성과 흥미 지속성이 대학 만족도에 긍정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그는 그릿이 높을수록 목표에 대한 인내심이 강해지고 삶을 낙관적으로 평가하게 되어 심리적 건강에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다고 언급하였다. Von Culin 등(2014)은 그릿이 목표에 대한 인내와 의미부여를 통해 자신의 심리적 자산을 꺼낼 수 있는 동기부여가 되며 이것이 만족감과 적응에 도움을 줄 수 있다고 주장하였다. 또 다른 선행연구(이슬비, 배은희, 손영우, 이수란, 2016; 천지원, 이동귀, 2021)에서는 그릿이 조절변수로 작용하여 부정적 사건에 관한 반응을 완충하는 효과를 나타내는 것을 확인하며, 그릿이 높은 사람들이 부정 정서 영향을 적게 받을 수 있고 적응의 중요한 개입의 초점이 될 수 있음을 밝혔다. 대학생을 대상으로 한 연구에서는 그릿의 수준이 높은 학생들은 정서적, 사회적, 학업적 적응력이 높게 나타나고 중도포기 가능성이 낮은 것으로 나타났다(Slick & Lee, 2014). 이 밖에도 그릿은 높은 수행 능력과 성취, 인내심, 끈기와 같은 긍정적 요인들에 정적인 영향을 미친다는 연구가 다수 보고되고 있다(Duckworth, Quinn, Seligman, 2009; Eskreis-Winkler et al., 2014; Eskreis-Winkler, Gross, Duckworth, 2016). 따라서 본 연구에서는 대학생의 긍정심리자본이 대학생활적응에 미치는 긍정적인 영향이 그릿에 의해 조절될 수 있을 것으로 예측하였다.
지금까지 선행연구를 살펴보면 대학생활적응은 주로 개인의 정서조절능력 및 자아탄력성(박진영, 2012), 자기효능감(이명심, 하대현, 2022), 자아존중감(박효진 외, 2019), 학업 스트레스, 우울(박선영, 김종운, 2021)과 같은 개인-내적 변인과 사회적지지(고정리, 2019), 부모 양육태도(정윤미, 김완일, 2016), 부모와의 안정적인 애착 및 가족 응집력(김효원, 2005)과 같은 환경적 변인들과의 관련성이 있는 것으로 논의되어 왔다. 그러나 대학생들의 학교생활 적응을 위해서는 사회적인 맥락 뿐만 아니라 적응의 주체인 대학생 개인 내적 변인에 대한 고려가 요구된다(최지현, 2008). 따라서 자신의 행동과 사고방식을 효율적으로 통제할 수 있는 능력인 셀프리더십(Manz & Sims, 1980; Shelton, 1997)과 개인이 가지고 있는 가치를 긍정적으로 이끌어 진취적인 사고와 행동을 함으로써 긍정적인 결과를 도출해낼 수 있게 해주는 자원인 긍정심리자본(Luthans, Avey, Avolio, & Peterson, 2010)과 같은 개인 내적 역량이 대학생활적응에 어떠한 영향을 미치는지 연구하는 것도 상당한 의미를 가진다.
대학생의 대학생활적응 관련 변인 중 셀프리더십, 긍정심리자본, 그릿 간의 의미 있는 관계가 있음에도 불구하고, 지금까지는 주로 이들 각각 변인과 대학생활적응간의 관계를 독립적으로 고찰하는 연구가 주로 이루어졌다. 대학생활적응 관련 변인 중 셀프리더십, 긍정심리자본, 그릿과 같은 개인 내적 역량의 변인들을 종합적으로 고려하여 대학생활적응에 영향력을 고찰할 수 있는 연구는 찾아보기 어려우며, 특히 긍정심리자본은 대학생활적응에 핵심적인 요인인 것으로 밝혀지고 있음에도(고정리, 2019; Liran & Miller, 2017) 아직 셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계에서 긍정심리자본의 중요성을 입증한 연구는 거의 수행되지 않고 있다.
이에 본 연구에서는 대학생의 셀프리더십, 긍정심리와 그릿과 같은 개인 내적 역량 변인을 선정하여 대학생활적응에 어떠한 영향을 미치는지 알아보고자 한다. 구체적으로는 대학생의 셀프리더십과 대학생활적응간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과를 검증하고, 긍정심리자본과 대학생활적응 간의 관계에서 그릿의 조절효과를 확인하고자 한다. 또한, 긍정심리자본의 매개효과가 대학생활적응간의 관계에서 그릿에 의해 조절되는지 탐색하고자 한다. 대학생의 학교적응에 영향을 미치는 요인을 파악하고자 하는 이와 같은 시도는 이들의 학교적응을 높일 수 있는 효과적인 전략을 계획하는데 활용할 수 있고, 대학교 현장에서 교육환경 조성 및 학업과 진로 고민과 관련된 상담 등의 실제적인 프로그램을 개발하는데 기초자료를 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 본 연구의 목적을 수행하기 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다([그림 1]).
첫째, 대학생의 셀프리더십과 대학생활적응의 관계에서 긍정심리자본은 유의한 매개효과를 나타내는가? 둘째, 대학생의 긍정심리자본과 대학생활적응간의 관계에서 그릿은 유의한 조절효과를 나타내는가? 셋째, 대학생의 셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과가 그릿에 의해 조절될 것인가?
2. 연구방법
2.1. 연구대상
4년제 대학에 재학 중인 대학생을 대상으로 통계처리를 위한 인구통계학적인 질문과 연구모형의 측정 변인에 대한 조사 도구로 구성된 온라인 설문을 실시하였다. 설문에 참여한 대학생의 수는 총 325명이었으며, 조사 기간은 2023년 7월 10일부터 8월 12일까지, 약 1개월 동안 실시되었다. 이 중 응답 내용에 결측치가 있거나 불성실하게 응답한 참가자 8명을 제외한 317명(남 99명, 여 218명)의 설문지를 분석에 사용하였다. 전공별 분포는 인문계열 101명(31.9%), 사회과학계열 95명(30.0%), 이학계열 43명(13.6%), 공학계열 49명(15.5%), 예체능계열 21명(6.6%), 기타 8명(2.5%)으로 나타났고, 학년별 분포는 1학년 33명(10.4%), 2학년 84명(26.5%) 3학년 111명(35.0%), 4학년이상 89명(28.1%)으로 나타났다(<표 1>).
2.2. 측정도구
2.2.1. 대학생활적응
본 연구에서는 대학생들의 대학생활적응정도를 측정하기 위하여 Baker and Siryk (1984)가 개발한 대학생활척도(Student Adjustment to College Questionnaire: SACQ)를 이윤정(1999)이 번안 및 수정한 것을 사용하였다. Baker and Siryk (1984)은 대학생활적응의 하위영역을 학업적 적응, 사회적 적응, 개인 정서적 적응, 대학 환경적 적응으로 구분하였으나, 이윤정(1999)의 연구에서는 개인 정서적 적응을 정서적 적응과 신체적 적응, 대학 환경적 적응을 대학에 대한 애착으로 구분하여 총 5가지 하위 변인으로 구성하였다. 따라서 본 연구에서는 대학생활적응의 하위 변인을 학업적 적응, 사회적 적응, 정서적 적응, 신체적 적응, 대학에 대한 애착 적응으로 구성하였다. 대학생활적응의 각 하위 변인은 5문항씩 총 25문항으로 구성되어 있으며, 반응양식은 Likert 5점 척도로 되어있다. 대학생활에 대한 적응을 알아보기 위한 문항의 신뢰도를 검증한 결과, 각각의 하위영역에서 점수가 높을수록 적응을 잘하는 것을 의미한다. 이윤정(1999)의 연구에서 내적 합치도로서 신뢰도는 Cronbach′s ⍺계수 .85였고, 본 연구에서 전체척도의 신뢰도는 Cronbach′s ⍺계수 .84, 학업적 적응이 .56, 사회적 적응이 .65, 정서적 적응이 .84, 신체적 적응이 .42, 대학에 대한 애착 적응이 .52로 나타났다.
2.2.2. 긍정심리자본
본 연구에서는 대학생들의 긍정심리자본 수준을 측정하기 위하여 Luthans, Youssef, & Avolio (2007)가 청소년을 대상으로 개발한 긍정심리자본 척도(Psychological Capital Questionnaire Scale: PCQS)를 임태홍(2014)이 타당화한 척도를 사용하였다. 긍정심리자본의 하위요인은 자기효능감(5문항), 낙관주의(5문항), 희망(5문항), 회복탄력성(3문항)으로 총 18문항으로 구성되어 있으며, 반응양식은 Likert 5점 척도로 되어있다. 점수가 높을수록 긍정심리자본 수준이 높은 것으로, 임태홍(2014)의 연구에서 Cronbach’s α계수는 .93으로 보고되었다. 그리고 본 연구에서 4개요인 전체척도의 신뢰도는 Cronbach’s α계수 .95, 자기효능감이 .85, 낙관주의가 .87, 희망이 .86, 회복탄력성이 .86으로 나타났다.
2.2.3. 셀프리더십
본 연구에서는 대학생들의 셀프리더십 수준을 측정하기 위하여 Houghton and Neck (2002)이 개발한 RSLQ를 신용국 등(2009)이 한국어로 번안한 척도를 사용하였다. 셀프리더십의 하위요인은 행동중심적 전략(18문항), 자연적 보상전략(5문항), 건설적 사고전략(12문항)으로 크게 3가지로 구분하여 총 35문항으로 구성되어 있으며, 반응양식은 Likert 5점 척도로 되어있다. 점수가 높을수록 셀프리더십 수준이 높은 것이다. 신용국 등(2009)의 연구에서 내적 합치도로서 신뢰도는 Cronbach′s ⍺계수 .92였고, 본 연구에서 3개요인 전체척도의 신뢰도는 Cronbach’s α계수 .94, 행동중심적 전략이 .81, 자연적 보상전략이 .84, 건설적 사고전략이 .92로 나타났다.
2.2.4. 그릿
본 연구에서는 대학생들의 그릿 수준을 측정하기 위하여 Duckworth and Gross (2014)의 연구를 바탕으로 이수란 등(2013)이 번안한 12개의 설문문항을 사용하였다. 그릿의 하위요인은 흥미의 일관성(6문항), 노력의 지속성(6문항)으로 총 12문항으로 구성되어 있으며, 반응양식은 Likert 5점 척도로 되어있다. 점수가 높을수록 그릿 수준이 높은 것으로 본다. 이수란 등(2013)의 연구에서 내적 합치도로서 신뢰도는 Cronbach′s ⍺계수 .79이었고, 본 연구에서 2개요인 전체척도의 신뢰도는 Cronbach’s α계수 .67, 흥미의 일관성이 .79, 노력의 지속성이 .79로 나타났다.
2.3. 자료분석
빈도분석, 신뢰성 분석, 기술통계분석 및 상관분석은 SPSS 26.0을 이용하였고, 매개효과, 조절효과 및 조절된 매개효과는 Hayes의 PROCESS macro 4.1을 이용하여 검증하였다. 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 응답자의 인구통계학적 특성과 일반적인 특성을 살펴보기 위해 빈도분석(Frequency Analysis)을 실시하였다. 둘째, 대학생의 대학생활적응, 긍정심리자본, 셀프리더십, 그릿 측정도구의 신뢰성을 확인하기 위하여 신뢰도분석(Reliability Analysis)을 실시하였다. 셋째, 주요 변인의 일반적 경향성과 정규성을 살펴보기 위해 기술통계분석을 실시하고, 주요 변인 간의 관련성을 확인하기 위해 Pearson 상관관계분석을 실시하였다. 넷째, 대학생의 셀프리더십과 대학생활적응간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과를 살펴보고, 그릿이 긍정심리자본이 대학생활적응 간의 관계를 조절하는지를 검증하였다. 매개효과 검증에는 원자료에서 2,000개의 가상 표본을 복원추출해서 95% 신뢰구간을 추정하는 부트스트래핑 방식을 적용하였다. 또한 긍정심리자본의 매개효과를 그릿이 조절하는지를 조절된 매개효과 분석을 통해 살펴보았다.
3. 연구결과
3.1. 주요 변인의 기술통계 및 상관관계
본 연구에서 측정된 주요 변인의 상관관계 및 기술통계 결과를 <살펴본 결과, 변인의 왜도 범위는 -.70~-.23, 첨도 범위는 .26~1.91로 나타났다. 왜도의 절대값이 3보다 작고 첨도는 7보다 작으므로 모든 변인이 정규분포함을 알 수 있었다(Kline, 2005). 또한 본 연구에서 사용된 변인들의 상관을 살펴본 결과는 다음과 같다. 대학생활적응은 셀프리더십(r=.55, p<.01), 긍정심리자본(r=.49, p<.01), 그릿(r=.50, p<.01)이 정적상관이 있었고, 그릿은 셀프리더십(r=.52, p<.01), 긍정심리자본(r=.49, p<.01)과 정적상관을 보였으며, 긍정심리자본은 셀프리더십(r=.68, p<.01)과 정적상관이 있는 것으로 나타났다(<표 2>).
3.2. 셀프리더십과 대학생활적응간의 관계에서 긍정 심리자본의 매개효과
독립변인으로는 셀프리더십, 종속변인으로는 대학생활적응, 그 사이를 매개하는 변인으로는 긍정심리자본을 상정하고, 대학생의 셀프리더십이 긍정심리자본을 통해 대학생활적응에 이르는 매개모형을 검증했다. 첫 번째 단계에서 독립변인인 셀프리더십이 매개변인인 긍정심리자본에 미치는 정적인 영향력이 유의미한 수준으로 나타났으며(B=1.07, p<.001), 이는 셀프리더십이 높을 경우 긍정심리자본이 높게 나타남을 의미한다. 두 번째 단계에서 독립변인인 셀프리더십과 매개변인인 긍정심리자본이 종속변인인 대학생활적응에 미치는 영향력을 동시에 확인한 결과, 셀프리더십(B=.44, p<.001)과 긍정심리자본(B=.14, p<.01) 모두 종속변인인 긍정심리자본에 미치는 영향력이 정적으로 유의미하였다(<표 3>).
<표 3>
긍정심리자본의 매개효과 검증
| 단계 | 변인 | B | SE. | t | F | R2 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 셀프리더십 ⇒ 긍정심리자본 | 1.07 | .06 | 16.60*** | 275.63*** | .467 |
|
|
||||||
| 2 | 셀프리더십 ⇒ 대학생활적응 | .44 | .07 | 6.45*** | 76.02*** | .326 |
| 긍정심리자본 ⇒ 대학생활적응 | .14 | .04 | 3.26** | |||
이후 독립변인이 매개변인을 통해 종속변인에 영향을 미치는 간접효과가 유의한지를 살펴보기 위해 부트스트래핑을 적용하여 확인하였다. 부트스트랩 표본의 수는 2,000개로 설정하였으며, 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값을 구한 결과를 확인했다. 부트스트랩 방식을 사용한 간접효과의 유의성 검증에서는 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 경우 통계적으로 유의함을 의미한다. 본 연구에서 신뢰구간의 하한값과 상한값은 각각 .03와 .25으로 이 둘 사이에 0을 포함하고 있지 않기에 유의한 간접효과가 입증되었다(B=.15, CI: .03~.25). 즉, 셀프리더십이 높을수록 긍정심리자본이 높아지고 이는 대학생활적응을 높이는 한편, 셀프리더십이 대학생활적응에 미치는 직접효과 또한 유의했으므로(B=.44, CI: .30~.57) 긍정심리자본은 셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계를 부분매개함을 알 수 있었다(<표 4>).
3.3. 대학생활적응 및 긍정심리자본의 관계에서 그릿의 조절효과
셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과를 그릿이 조절하는지 검증하기 위하여 PROCESS macro model 1번을 활용하여 조절회귀모형을 검증하였다. 긍정심리자본은 대학생활적응에 정적으로 유의미한 영향을 미쳤고(B=.19, p<.001), 긍정심리자본과 그릿의 상호작용도 대학생활적응에 유의미한 영향이 있는 것으로 나타났다(B=-.11, p<.05). 이를 통해 긍정심리자본과 대학생활적응의 관계에서 그릿이 조절효과가 있음을 알 수 있다(<표 5>).
<표 5>
긍정심리자본과 대학생활적응의 관계에서 그릿의 조절효과
| 종속변수: 대학생활적응 | |||||
|---|---|---|---|---|---|
|
|
|||||
| B | SE | t | LLCI | ULCI | |
| 상수 | 3.11 | .03 | 125.66*** | 3.06 | 3.16 |
| 긍정심리자본 | .19 | .04 | 5.18*** | .12 | .27 |
| 그릿 | .35 | .06 | 5.94*** | .24 | .47 |
| 긍정심리자본 x 그릿 | -.11 | .05 | -2.09* | -.20 | -.01 |
조절변인인 그릿의 특정 값에서 긍정심리자본이 대학생활적응에 미치는 영향의 조건부효과를 나타낸 것으로 모든 수준에서 유의미하게 나타났다. 긍정심리자본의 수준이 높아지면 그릿이 ‘상’일 경우 대학생활적응은 유의하게 증가하였으나 그 변화량이 적었지만(t= 2.97, p<.05), 그릿이 ‘하’일 경우 대학생활적응이 유의하게 더 큰 정도로 증가하였다(t= 6.34, p<.001). 이러한 분석 결과를 바탕으로 긍정심리자본이 대학생활적응에 미치는 영향을 그릿이 조절하고 있음을 확인할 수 있었다(<표 6>, [그림 2]).
3.4. 그릿에 의해 조절된 긍정심리자본의 매개효과 검증
매개 경로에 영향을 미치는 조절변인의 영향력인 조건부 간접효과를 확인하기 전, 조절 변인이 투입된 경로에서 효과의 크기, 방향의 변화를 확인하였다. 다중공선성의 문제를 해결하기 위하여 평균중심화 과정을 거쳐 조절효과를 분석하였다. 먼저 매개변인 모형에서는 독립변인인 셀프리더십이 긍정심리자본에 통계적으로 유의한 정적인 영향을 미쳤다(t= 16.60, p<.001). 즉, 셀프리더십이 높을수록 긍정심리자본이 높은 것으로 나타났다. 종속변인 모형에서는 셀프리더십이 대학생활적응에 통계적으로 유의미한 영향을 미쳤고(t= 4.62, p<.001), 매개변인인 긍정심리자본도 대학생활적응에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(t= 2.04, p<.05). 또한 조절변인인 그릿도 대학생활적응에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(t= 4.75, p<.001). 이러한 결과는 긍정심리자본이 셀프리더십과 대학생활적응의 관계를 부분매개하는 것을 보여준다. 그러나 상호작용효과는 대학생활적응에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 못하였다(<표 7>). 그릿 값에 따른 간접효과는 그릿이 평균보다 1표준편차 낮은 집단에서 .13, 95% 신뢰구간에 0을 포함하지 않아 유의한 것으로 나타났다. 반면, 그릿이 평균인 집단, 1표준편차 높은 집단에서는 95% 신뢰구간에 0이 포함되어 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 그릿이 낮은 집단에서 긍정심리자본의 간접효과가 유의하나 그릿이 평균인 집단과 높은 집단에서는 긍정심리자본의 간접효과가 유의하지 않음을 알 수 있다(<표 8>).
<표 7>
셀프리더십이 긍정심리자본을 매개하여 대학생활적응에 영향을 미치는 경로에서 그릿의 조절된 매개효과 검증
| 매개변수: 긍정심리자본 | |||||
|---|---|---|---|---|---|
|
|
|||||
| 비표준화 계수 | t | LLCI | ULCI | ||
|
|
|||||
| coeff | se | ||||
| 상수 | -3.48 | .21 | -16.43*** | -3.89 | -3.06 |
| 셀프리더십 | 1.07 | .06 | 16.60*** | .94 | 1.20 |
|
|
|||||
| 종속변수: 대학생활적응 | |||||
| 비표준화 계수 | t | LLCI | ULCI | ||
|
|
|||||
| coeff | se | ||||
|
|
|||||
| 상수 | 2.06 | .23 | 9.05*** | 1.61 | 2.51 |
| 셀프리더십 | .32 | .07 | 4.62*** | .18 | .46 |
| 긍정심리자본 | .09 | .04 | 2.04* | .01 | .17 |
| 그릿 | .28 | .06 | 4.75*** | .16 | .40 |
| 긍정심리자본 x 그릿 | -.06 | .05 | -1.29 | -.16 | .03 |
4. 논의 및 결론
본 연구의 목적은 대학생의 중도탈락 비율이 지속적으로 증가하는 상황에서 대학생의 셀프리더십, 긍정심리자본과 대학생활적응 간의 관계에서 그릿의 조절된 매개효과를 분석하고, 대학생활적응에 영향을 미치는 변인을 규명하여 대학생활적응에 관한 전략을 고안하는데 기초자료를 제공하고자 하는 것에 있다. 본 연구결과에 대한 논의를 하자면 다음과 같다.
첫째, 대학생의 셀프리더십은 긍정심리자본을 정적으로 유의하게 설명하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 셀프리더십이 높을수록 긍정심리자본이 높아짐을 확인한 홍미경(2015), 배성숙(2016)의 연구결과와 맥을 같이하며, 셀프리더십이 높은 대학생일수록 높은 수준의 긍정심리자본을 지닐 수 있음을 알 수 있다. 셀프리더십은 개인의 잠재된 자아를 일깨우고 자기관리 능력을 활성화 과정에서 긍정심리자본을 상승시킬 수 있다(김유미, 2016). 본 연구에서 확인된 결과는 셀프리더십이 대학생에게 과제수행에 있어 자신의 능력을 확신하게 하는 믿음을 높여주고, 스트레스나 어려운 상황에 적절히 대처하고 극복할 수 있는 능력과 성공적인 목표달성을 위한 의지와 희망을 높이는 데 유용한 방법으로 작용할 수 있음을 시사한다. 따라서 대학에서는 셀프리더십을 향상시킬 수 있는 교과목이나 다양한 프로그램을 운영하여 대학생들이 지니고 있는 심리적 강점을 활성화시켜 줄 수 있도록 하는 것이 필요하다고 판단된다.
둘째, 긍정심리자본이 셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계를 부분매개하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 셀프리더십은 대학생활적응에 직접적인 영향을 주면서 긍정심리자본을 통해 대학생활적응에 간접적인 영향도 미칠 수 있음을 뜻한다. 구체적으로는 높은 성과를 이끌어내기 위해 스스로 목표를 세우고 자율적으로 행동하는 대학생일수록 대학환경에 잘 적응하며, 셀프리더십이 높은 대학생이 긍정심리자본을 더 많이 갖춤으로써 성공적인 대학생활을 누릴 수 있음을 시사한다. 본 연구결과는 셀프리더십이 높을수록 학교생활만족도가 높아지고 높은 수준의 긍정심리자본을 획득하게 된다는 선행연구(강윤정, 2019; 김유미, 2016), 긍정심리자본이 대학생활만족도 및 대학생활적응(고현, 박신영, 2019; Liran & Miller, 2017)을 높인다는 선행연구와도 맥락을 같이 한다. 이는 높은 성과를 이끌어내기 위해 스스로 목표를 세우고 자율적으로 행동하는 대학생일수록 높은 수준의 긍정심리자본을 더 많이 갖춤으로써 대학환경에 잘 적응하고 성공적인 대학생활을 누릴 수 있는 것으로 해석 가능하다. 따라서 자신의 행동과 사고를 효율적으로 통제할 수 있는 능력인 셀프리더십과 도전적인 상황 속에서도 진취적인 사고와 행동을 함으로써 긍정적인 결과를 도출할 수 있는 능력인 긍정심리자본과 같은 개인 내적 역량을 강화시키는 것이 대학생활적응에 도움이 될 수 있음을 알 수 있다. 한편, 본 연구결과에서는 셀프리더십이 긍정심리자본에 비해 대학생활적응에 미치는 긍정적인 영향이 더 높은 것으로 나타났다. 이는 긍정심리자본을 갖는 것에 비해 독립적이고 자율적인 힘인 셀프리더십을 기르는 것이 대학생활 적응에 더 도움이 될 수 있음을 의미한다.
셋째, 긍정심리자본과 대학생활적응 간의 관계에서 그릿의 조절효과가 유의한 것으로 나타났다. 구체적으로는 그릿이 낮은 대학생에서는 긍정심리자본이 높을수록 대학생활적응이 높아지나 그릿이 높은 대학생의 경우에는 긍정심리자본이 대학생활적응에 상대적으로 작은 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 선행연구(이슬비, 배은희, 손영우, 이수란, 2016; 천지원, 이동귀, 2021)에서 그릿이 부정적 사건에 관한 반응을 완충하는 효과를 나타내어 부정 정서의 영향을 적게 받는다는 결과와는 다르다. 즉, 본 연구에서는 선행연구처럼 그릿의 조절효과가 나타났으나 그 양상이 다른 것으로 확인되었다. 그릿이 낮은 대학생은 긍정심리자본을 높이는 것이 대학생활적응에 탁월한 효과를 주지만 그릿이 높은 사람에서는 미약한 효과가 나타났다. 따라서 그릿이 낮은 대학생은 긍정심리자본이 대학생활적응에 긍정적인 영향을 미치기 때문에 대학생의 대학생활적응을 높이기 위해서는 먼저 그릿의 수준을 파악하여 그릿이 낮은 학생은 긍정심리자본을 높여주는 방법을 적용하는 것이 중요하다. 자기효능감과 희망은 부모, 친구, 교수의 지지가 더해지면 강화되어 대학생활적응에 긍정적 영향을 미치기 때문에(고정리, 2019; 김현주, 김지현, 2021) 이러한 부분을 고려한 개입이 필요하며 낙관주의와 탄력성을 높일 수 있도록 학교 차원에서 관련 프로그램, 정보 혹은 연수 기회를 제공하는 방안을 강구해야 할 것이다.
넷째, 셀프리더십과 대학생활적응 간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과가 그릿에 의해 조절되는 조절된 매개효과가 유의한 것으로 나타났다. 구체적으로는 셀프리더십이 긍정심리자본을 통해 대학생활적응 미치는 영향력의 크기가 그릿 수준에 따라 다른데, 그릿이 낮은 대학생에서만 긍정심리자본의 간접효과가 나타난 것으로 확인되었다. 이는 장기적인 목표에 대한 인내력과 흥미가 낮은 대학생은 내적 성장을 위한 전략, 효능감, 낙관주의, 회복탄력성, 희망이 대학생활적응에 중요한 요인이 될 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 셀프리더십이 높은 대학생일수록 대학생활만족과 수행능력이 향상됨을 밝힌 연구(한영석, 김명소, 2010), 높은 셀프리더십이 대학생의 학업적 흥미, 역량 강화 상승에 영향을 미쳐 대학생활적응에 긍정적 영향을 준다는 연구(이영옥, 전윤화, 김미선, 2018)의 결과를 뒷받침한다. 또한 긍정심리자본과 그릿이 높은 대학생이 대학환경적응에 유리함을 확인한 선행연구(고정리, 2019; 이수란, 손영우, 2013; Liran & Miller, 2017), 그릿이 대학생활부적응과 우울 간의 관계를 조절하는 것으로 나타난 신대건, 박은영(2021)의 연구를 재확인한 결과이다. 본 연구결과를 정리하자면 대학생활적응을 위해 셀프리더십과 긍정심리자본을 활용할 수 있으나 이는 그릿이 낮은 학생에게 효과적임을 알 수 있다. 이러한 결과가 나타난 이유는 그릿이 높은 개인은 이미 심리적으로 안정적인 상태에 있으므로(Blalock, Young, & Kleiman, 2015; Dunn et al., 2021; Salles, Cohen, & Mueller, 2014; Vainio & Daukantaitė, 2016) 적절한 자기관리와 다양한 개인 내적 역량이 더이상 적응에 유의한 영향을 미치지 못하는 것일 수 있다. Lee 등(2016)에 따르면 그릿이 높은 사람들은 부정적인 상황에서도 목적 달성에 대한 노력과 흥미를 잃지 않으며 긍정적으로 반응하는 경향을 보인다. 이는 그릿이 긍정적인 조건을 강화하는 효과보다는 부정적인 상태에 빠지지 않게 돕는 역할을 하는 데에 더욱 효과적인 것으로 해석할 수 있다. 다른 한편으로는 높은 안녕감으로 인해 이미 적응 수준이 높은 상태에 있는 천장 효과(Ceiling Effect)가 나타나 대학적응력이 더욱 향상되지 않은 것으로도 볼 수 있을 것이다. 따라서 그릿이 낮은 학생들의 셀프리더십과 긍정심리자본을 제고하는 방안을 강구하여 대학생활적응의 향상을 도울 필요성이 있다.
본 연구에 대한 의의는 다음과 같이 정리할 수 있다. 셀프리더십과 대학생활적응간의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과와 그릿의 조절효과를 입증했다는 점에서 의의가 있다. 선행연구에서는 대학생활적응을 향상하기 위한 다양한 방안을 제시해 오고 있으나 긍정심리자본의 중요성을 검증한 연구는 상대적으로 부족한 편이다. 본 연구에서는 셀프리더십이 긍정심리자본을 거쳐 대학생활적응에 영향을 미치는 간접효과를 입증하였으며, 특히 이러한 간접효과는 대학생의 장기적인 목표에 대한 흥미와 노력에 따라 달라질 수 있음을 확인하였다. 즉, 그릿이 낮은 대학생의 긍정심리자본이 대학생활적응의 중요한 개입의 초점이 될 수 있음을 의미한다.
긍정심리자본의 구성 요소인 자기효능감, 낙관주의, 희망, 회복탄력성은 여러 연구 분야와 다양한 대상을 통해 긍정적인 측면이 밝혀지고 있다. 예컨대, 긍정심리자본은 직장인의 직무만족과 조직성과를 향상시키고(김주엽, 이혜진, 2014; 신선해, 김문중, 2020), 청소년의 우울 증상을 완화하며(정은, 정미라, 2017), 대학생의 진로 영역 계발에 긍정적인 영향을 미친다(강진, 2021). 또한 노인의 삶의 질을 개선하는 데 도움을 준다(이종운, 이은희, 2022). 이처럼 긍정심리자본은 대부분의 상황에서 긍정적인 역할을 하고 있는 것으로 밝혀지고 있으나 본 연구에서는 항상 그렇지 않을 수 있다는 것이 확인되었다. 즉 대학생이 지닌 그릿 수준에 따라 긍정심리자본이 적응에 도움이 될 수도 있지만 별다른 영향을 못 미칠 수도 있음이 밝혀졌다. 본 연구는 긍정심리자본이 대학환경에 잘 적응할 수 있도록 돕는 적절한 치료적 개입의 도구로 활용 가능하나 대학생의 그릿 수준에 따라 차별성을 두는 방략이 요구됨을 시사점으로 꼽을 수 있다. 이는 추후 대학생활적응과 관련한 연구에서 의미 있게 활용될 수 있을 것이다.
본 연구는 이와 같은 의의를 갖지만 다음과 같이 몇 가지 제한점을 지니고 있어 추후 연구에서 다뤄져야 할 것으로 보인다.
첫째, 본 연구는 연구 대상인 대학생을 편의표집 하였으므로 연구결과를 전체로 일반화하기에는 한계가 있다. 그러므로 연구결과의 일반화를 위해 전국의 여러 대학에서 무작위 표본 추출을 통한 반복적이고 지속적인 연구가 필요하다. 둘째, 대학생의 대학생활적응에 영향을 미치는 변인은 본 연구의 변인 외에도 다양하게 존재할 수 있다. 특히 본 연구에서는 개인의 심리적 변인을 중점적으로 탐색했으므로 추후 연구에서는 환경적 변인과 행동적 변인을 다차원적으로 고려한 연구를 수행하여 대학생활적응에 영향을 주는 요인을 통합적으로 확인할 필요가 있다. 넷째, 본 연구에서는 그릿이 낮은 경우에서만 긍정심리자본의 직접효과와 매개효과가 유의한 것으로 밝혀졌다. 이는 그릿이 높은 대학생의 대학적응 향상을 위한 차별적인 방법이 있을 수 있음을 의미하므로 향후 연구에서 이에 대한 탐색이 활발히 이루어질 필요가 있다.
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