전문대 학생의 진로포부와 학생 및 대학 변인의 위계적 관계

학위논문 (석사)-- 서울대학교 대학원 : 농산업교육과, 2016. 8. 나승일.이 연구의 목적은 전문대 학생의 진로포부와 개인 및 대학 변인의 위계적 관계를 구명하는데 있었다. 이에 따른 구체적인 연구 목표를 네 가지로 설정하였다. 첫째, 전문대 학생의 진로포부 수준과 그에 대한 개인 및 대학 변인의 수준을 구명한다. 둘째, 전문대 학생의 진로포부에 관한 개인 및 대학 차원의 변량을 구명한다. 셋째, 전문대 학생의 개인 변인(성별, 학년, 취업 관련 경험, 성취동기, 진로결정 자기효능감, 진로장벽)이 진로포부에 미치는 효과를 구명하고, 대학 변인(대학위치, 학과계열, 대학․학과만족도, 대학의 진로지원, 교수지지)이 진로포부에 미치는 효과를 구명한다. 넷째, 진로포부에 대한 개인 변인과 대학 변인의 상호작용 효과를 구명한다. 이 연구의 모집단은 전문대학 재학 중인 학생이다. 2015년을 기준으로 국내 전문대 학생은 138개 대학에 468,590명이 재학하고 있다. 표집은 연구방법으로 활용된 위계적 선형모형 분석의 추정과 표준오차의 정확성을 위해 소재지별 대학 비율을 고려하여 37개(수도권 12개 대학, 비수도권 25개 대학)을 추출하였다. 또한 모집단의 학과 계열을 고려하여 각 대학별 30명(인문·사회·교육계열 9명, 자연과학·의약계열 7명, 공학계열 10명, 예체능 4명)을 추출하였다. 조사도구는 진로포부, 개인 변인, 대학 변인의 측정도구로 구성된 질문지가 활용되었다. 진로포부 측정도구는 선행연구 고찰을 통해 Kim, OBrien, & Kim(2015)이 제시한 진로포부 측정도구(K-CASR)를 전문대 학생에 적합하게 수정·보완하여 사용하였다. 수정된 진로포부 측정도구의 내적일치도 계수는 0.934로 양호하였으며, 진로포부의 하위요인별로도 진로성취포부가 0.843, 리더십포부가 0.841, 교육포부가 0.933으로 높게 측정되었다. 또한, 확인적 요인분석을 실시하여 진로포부 측정도구가 적합도 판단 지수를 충족하여 타당성을 확보한 것으로 확인되었다. 이 밖에 성취동기, 진로결정 자기효능감, 진로장벽, 부모의 양육태도, 대학·학과만족도, 교수지지, 대학의 진로지원 등의 측정도구는 이 연구의 목적에 부합한 것으로 판단되는 도구를 활용하거나 전문대 학생의 특성에 맞게 재구성하였으며, 예비조사와 본조사를 통하여 도구의 타당도와 신뢰도를 확보하였다. 자료 수집은 2016년 4월 11일부터 5월 10일까지 이루어졌으며, 37개 전문대학교에 대학별 30부씩 총 1,110부의 질문지를 배포하여 총 803부가 회수되었다(회수율 72.3%). 이 중에서 불성실응답, 중복응답, 미응답 자료 69부를 제외하여 총 734부를 최종 분석에 활용하였다. 자료 분석은 평균 및 표준편차에 대한 기술통계를 SPSS for Windows 21.0 프로그램을 이용하여 실시하였으며, 위계적 선형모형(HLM)의 무선효과 일원변량분석, 무선효과 회귀계수분석, 절편-기울기 결과모형 분석, 상호작용 효과 분석을 HLM 6.0 for Windows 프로그램을 이용하여 실시하였다. 분석에 대한 통계적 유의수준은 대부분 0.05로 설정하였으며, 경우에 따라 유의도 0.01 수준에서도 판단하여 제시하기도 하였다. 이 연구의 결과는 첫째, 전문대 학생의 진로포부 수준은 평균 3.59로 보통 이상이었다. 또한, 하위요인 중에서는 성취포부가 평균 3.91인 것으로 나타나 리더십포부(평균 3.40)와 교육포부(평균 3.45)보다 높은 것으로 나타났다. 둘째, 전문대 학생의 진로포부는 소속대학 간 차이로 설명되는 변량이 6.9%, 학생 간 차이로 설명되는 변량이 93.1%이었다. 또한, 전문대 학생의 개인 변인을 통제한 후 대학 간 차이로 설명되는 변량은 17.1%, 학생 간 차이로 설명되는 변량은 82.8%인 것으로 나타나 전문대 학생의 포부 수준은 소속 대학 간 차이보다는 학생 간 차이로 인한 영향이 더 큰 것으로 나타났다. 셋째, 전문대 학생에 대한 개인 변인들의 설명량은 55.1%이었다. 개인 변인 중 성취동기(β=0.462), 진로결정 자기효능감(β=0.356)은 진로포부에 정적인 영향을 미쳤으나, 성별, 학년, 취업 관련 경험, 진로장벽, 가정의 소득수준, 부모의 교육수준, 부모의 양육태도 등은 유의미한 영향을 주지 않았다. 넷째, 전문대 학생의 진로포부에 대한 대학 변인들의 설명량은 29.5%로 나타났으며, 개인 변인을 통제한 후 대학 변인의 순수 설명량은 11.4%로 나타났다. 대학 변인 중 대학·학과만족도(β=0.123)는 진로포부에 정적인 영향을 미쳤으나, 대학위치, 학과계열, 대학의 진로지원, 교수지지 등은 전문대 학생의 진로포부에 통계적으로 유의미한 영향을 주지 않았다. 다섯째, 진로포부에 대한 개인 및 대학 변인의 상호작용 효과는 개인 변인 중 성취동기가 자연과학·의학 및 공학 계열과 교수지지와의 상호작용을 통해, 진로결정 자기효능감이 대학의 진로지원과의 상호작용을 통해 진로포부에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이 연구의 결론은 첫째, 전문대 학생의 진로포부 수준의 평균은 보통이상이며, 하위 구성요인별로는 진로성취포부가 리더십포부 및 교육포부 보다 높다. 둘째, 전문대 학생의 진로포부는 소속 대학 간 차이에 의해 설명되는 비율보다는 학생 간 차이에 의해 설명되는 비율이 상대적으로 높다. 셋째, 개인 변인 중 성취동기, 진로결정 자기효능감은 전문대 학생의 진로포부에 정적인 영향을 미친다. 반면, 전문대 학생의 성별, 학년, 취업관련 경험, 성취동기, 진로결정 자기효능감, 진로장벽은 전문대 학생의 진로포부에 유의미한 영향을 미치지 않는다. 넷째, 대학 변인에서는 대학·학과만족도가 진로포부에 정적인 영향을 미쳤으며, 대학위치, 학과계열, 대학의 진로지원, 교수지지 등은 진로포부에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 다섯째, 전문대 학생의 개인 변인 중 성취동기는 자연과학·의학 계열, 공학계열, 교수지지와의 상호작용을 통해, 진로결정 자기효능감은 대학의 진로지원을 통해 진로포부에 영향을 미친다. 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 전문대학의 유형을 구분하거나, 대학 내에서도 특성화 분야와 비특성화 분야를 구분하여 연구를 진행할 필요가 있다. 둘째, 진로포부와 성취동기, 진로결정 자기효능감, 대학의 진로지원, 교수지지 등의 변인들의 구조적 관계를 구명할 필요가 있다. 셋째, 전문대 학생의 진로포부의 대학 간 변량을 설명할 수 있는 추가적인 변인에 대한 탐색 및 위계적 수준을 다양화하여 연구를 수행할 필요가 있다. 넷째, 전문대 학생의 진로포부가 장기적으로 어떤 요인에 대해 지속적인 영향을 받고 있으며 이에 대한 어떤 개선이 필요한지에 대한 종단적인 연구가 필요하다.I. 서론 1 1. 연구의 필요성 1 2. 연구의 목적 3 3. 연구의 문제 3 4. 용어의 정의 4 II. 이론적 배경 7 1. 전문대 학생의 특성과 진로발달 7 2. 진로포부의 개념과 측정도구 15 3. 진로포부와 개인 및 대학 변인의 관계 22 III. 연구방법 45 1. 연구모형 45 2. 연구대상 46 3. 조사도구 50 4. 자료수집 63 5. 자료 분석 64 IV. 연구결과 및 논의 71 1. 연구변인의 기초 통계치 71 2. 진로포부의 개인 및 대학 차원 변량 74 3. 진로포부에 대한 개인 변인의 효과 76 4. 진로포부에 대한 대학 변인의 효과 79 5. 진로포부에 대한 개인 변인과 대학 변인의 상호작용 효과 82 6. 연구결과에 대한 논의 84 V. 요약, 결론 및 제언 91 1. 요약 91 2. 결론 93 3. 제언 94 참고 문헌 97 부록 119 [부록 1] 예비조사용 질문지 119 [부록 2] 예비조사 결과 129 [부록 3] 본조사용 질문지 131 [부록 4] 전문대학 계열별 인원 비율 141 Abstract 143Maste

Bovine pancreas의 preprocaroxypeptidase A 유전자 preprocarboxypeptidase A from bovine pancreas

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