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GRI REVIEW - Vol. 24, No. 4, pp.137-160

ISSN: 2005-8349 (Print)

Print publication date 30 Nov 2022

Received 08 Oct 2022 Revised 18 Nov 2022 Accepted 21 Nov 2022

청소년의 다차원적 박탈 경험과 성취동기 간의 구조적 관계 : 성별에 따른 다중집단 분석 및 다중매개효과 검증

김지민^* ; 김혜수^**

*한국보건사회연구원 전문연구원, 이화여자대학교 사회복지학과 박사수료(제1저자)
**한국보건사회연구원 연구원(교신저자)

Structural Relationship between Adolescents’ Multidimensional Deprivation and Achievement Motivation : Focused on gender difference and multiple mediating effects

Jimin Kim^* ; Hyesoo Kim^**

*Senior Researcher, Korea Institute for Health and Social Affairs & Ph.D. Candidate, Department of Social Welfare, Ewha Womans University(First Author)
**Researcher. Department of Social Services Policy Research, Korea Institute for Health and Social Affairs(Corresponding Author)

초록

본 연구의 목적은 성취동기모델에 입각하여 청소년의 다차원적 박탈 경험이 개인적 요인, 환경적 요인을 통해 성취동기에 영향을 미치는 구조적 관계를 검증하고 성별에 따른 차이를 확인하는 것이다. 연구를 위해 보건복지부가 주관하고 한국보건사회연구원에서 수행한 2018년 아동종합실태조사 원자료를 활용하여 1,295가구의 자료를 분석하였고, SPSS Statistics 23.0 프로그램과 AMOS 26.0 프로그램을 활용하여 기초통계, 경로분석, 다중집단분석, 다중매개효과 검증 등을 수행하였다. 연구결과, 첫째, 다차원적 박탈 경험은 청소년의 성취동기, 자아존중감, 주관적 웰빙, 교사와의 관계, 학교생활 만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 다차원적 박탈 경험이 청소년의 성취동기에 미치는 부정적 영향은 직접 효과가 아닌 개인 및 환경요인을 통한 간접효과인 것으로 확인되었다. 셋째, 다차원적 박탈 경험과 성취동기 간 구조적 관계에서 개인 및 환경 요인의 개별매개효과를 검증한 결과, 여학생은 자아존중감과 학교생활 만족도의 매개효과가, 남학생은 자아존중감, 주관적 웰빙, 학교생활 만족도매개효과가 유의하게 나타났으며, 교사와의 관계의 매개효과는 남녀 모두 유의하지 않았다. 연구결과를 바탕으로 청소년의 성취동기를 향상시키기 위한 실천적, 정책적 방안을 제시하였다.

Abstract

This study aims to examine the structural relationship between adolescents’ multidimensional deprivation and achievement motivation by applying key concepts from the model of achievement motivation suggested by Farmer(1985). Therefore, It focuses on identifying mediating effects of personal factors (self-esteem, subjective well-being) and environmental factors(student-teacher relationship, school life satisfaction) in the structural relationship and gender difference. The secondary data set was produced based on the origianl study, Comprehensive Survey on Korean Children conducted by MHW and KIHASA. A total of 1,295 households were analyzed in terms of descriptive statistics, Path analysis, multi-group analysis, and Bootstrapping method, etc., by using SPSS 23.0 program and AMOS 26.0 program. The results are as follows. First, Adolescents’ multidimensional deprivation significantly negatively impacted achievement motivation and personal and environmental factors. Second, multidimensional deprivation had no direct impact on achievement motivation, while it had an indirect effect through personal and environmental factors. Lastly, self-esteem and school life satisfaction’s mediating effects were significant for both groups, subjective well-being was significant for male students only, and the student-teacher relationship had no significant effect. Based on the findings, implications for enhancing adolescents’ achievement motivation were suggested.

Keywords:

Achievement motivation, Multidimensional deprivation, Model of achievement motivation, Multi-group analysis

키워드:

성취동기, 다차원적 박탈 경험, 성취동기모델, 다중집단 분석

Ⅰ. 서 론

‘무기력한 청소년들’이 새로운 사회문제로 떠오르고 있다. 2020년 한국 아동청소년 인권실태조사에 따르면 무기력증으로 인해 학업을 중단하고 싶어하는 학생들이 늘어나고 있으며 학업 중단을 생각해 본 이유는 ‘귀찮고 아무것도 하기 싫어서’가 30%로 가장 높다(한국청소년정책연구원, 2020). 무기력을 경험하고 있는 청소년들에게 무엇인가 해내고자 하는 성취동기를 가질 수 있게 한다면 이는 청소년의 발달에 큰 도움이 될 것이다. 성취동기는 Murray(1938)에 의해 처음 정리된 개념으로, 어려움을 극복하고 도전하여 무언가를 이루고자 하는 열망을 의미하며 성취동기가 높은 사람은 동등한 재능을 가진 다른 사람들에 비해 실제로 성취를 이루어 낼 가능성이 높다(Ziegler, Schmukle, Egloff & Bühner, 2010). 지나친 성취동기는 스트레스로 작용할 수 있지만 적절한 수준의 성취동기는 학업수행, 생활만족도 등에 긍정적인 영향을 줄 수 있다(박명희, 2017).

성취동기에 영향을 주는 요인을 파악하는 것은 매우 중요한데, 이는 성취동기가 실제 성취, 직업 수준, 직업 만족도 등에 영향을 주기 때문이다(Farmer, 1985). 성취동기에 대한 초기 연구는 성취동기를 형성하는 개인 내적 욕구를 파악하는 내용 이론적 접근에서 이루어졌으나, 점차 개인을 둘러싼 환경과 배경적 요인의 상호작용을 고려하는 과정 이론적 접근으로 발전하였다. 이 과정에서 Farmer(1985)는 사회인지이론을 발전시켜 성취동기에 인구사회학적 요인과 같은 배경 요인이 개인적 환경적 요인을 통해 성취동기에 미치는 영향을 성취동기모델로 구조화하였다. 성취동기모델은 이전의 이론들과 달리 개인, 환경 요인과 성취동기의 관계를 인구사회학적 배경 요인의 선행적 영향까지 확장하여 순차적인 영향을 구조화하였다는 특징이 있다(Ismail, Karami, 2014). 하지만 우리나라에서는 아직까지 성취동기모델을 적용하여 청소년의 성취동기 형성 과정을 구조적으로 다룬 연구가 진행되지 않았다. 선행연구에서 부모의 소득, 직업, 교육수준 등의 사회경제적 요인(이운경·도현심, 2005)이나 자아존중감과 같은 개인적 요인(이운경·도현심, 2005, 김지윤·홍정순, 2017), 또래관계와 교사의 역할 같은 환경적 요인(문주희·백지숙, 2012, 박진규·김태연, 2018)이 청소년의 성취동기에 영향을 미치는 것으로 보고된 바 있으나 이를 이론적 구조에 적용하여 체계적으로 분석한연구는 전무한 실정이다.

특히 가구의 취약한 사회경제적 상황이 청소년의 성취동기를 저해한다는 것이 상당 부분 실증연구를 통해 검증되었음에도 선행연구 대부분은 가구의 여건으로 소득과 부모의 교육수준만을 다루는 한계를 가진다. 청소년들이 가정에서 체감하는 취약한 상황은 비단 가구 소득만으로 측정할 수 없는 구체적이고 현실적인 것이다. 특히 직접 가구 소득과 생활비를 관리거나 건강보험료를 내는 것이 아닌 청소년들에게 영향을 주는 빈곤 지표는 가구 소득보다 중요한 것은 식사, 주거, 학원비 등 생활에서 실제로 겪는 박탈 경험일 것이다. 따라서 청소년들이 집에서 경험하는 다양한 물질적 박탈 경험이 그들의 성취 동기에 어떻게 작용하는지를 파악하는 것은 보다 구체적이고 실질적인 논의를 이끌어내는 의의가 있을 것이다.

이에 본 연구에서는 Farmer(1985)의 성취동기모델에 입각하여 청소년의 배경, 개인, 환경 요인과 성취동기의 구조적 관계를 분석하고자 한다. 또한 배경 요인으로 청소년이 속한 가구의 경제적 상황을 포함하면서 소득 단일지표가 아닌 다차원적 박탈 지표를 활용하여 청소년이 처한 배경을 더욱 입체적으로 반영하고 청소년의 성취동기 향상을 위한 정책적 실천적 개입 방안 모색에 기여하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 성취동기 형성 과정의 구조와 영향요인

1) Farmer(1985)의 성취동기모델

동기 형성에 관한 이론은 크게 인간의 동기에 영향을 주는 공통적인 내적 욕구를 밝히고 이를 유형화하는 것에 초점을 두는 내용 이론(content theories)과 보다 동태적인 관점에서 동기의 형성 과정과 영향 요인 간 상호작용을 밝히고자 하는 과정 이론(process theories)으로 구분된다(Dinibutun, 2012). 내용 이론으로는 매슬로우의 욕구위계이론과 맥클리랜드의 욕구이론이 대표적이며 과정 이론으로는 반두라의 사회학습이론, 파머의 성취동기모델 등이 있다(Ismail, Karami, 2014). 동기에 관한 초기 연구는 주로 내용 이론적 접근에서 이루어졌으나 사회 구조의 복잡성이 증가함에 따라 동태적 관점에서 다양한 영향요인과 상호작용을 분석하는 과정 이론적 접근이 선호되는 추세이다(Ismail, Karami, 2014).

과정 이론적 관점 중에서도 Bandura(1978)의 사회인지이론을 발전시킨 Farmer(1985)의 성취동기모델은 성취동기에 영향을 주는 요인을 배경 요인, 개인 요인, 환경 요인으로 체계화하였을 뿐 아니라 이들의 상호작용 관계를 이론적으로 구조화하고 실증연구로 검증하였다. Bandura(1978)의 사회인지이론에 따르면 개인 요인, 환경 요인, 행동 요인은 서로 상호작용하면서 인간의 의사결정과 인식에 영향을 미친다. Farmer(1985)는 여기에서 더 나아가, 개인 요인과 환경 요인이 있기 전에 배경 요인이 있다고 보았다. 즉, 성취동기모델은 성취동기의 영향 요인을 개인 및 환경 요인에서 나아가 배경 요인까지 확장시켰으며 이 세 가지 요인 간의 관계를 ‘배경 요인 → 개인 및 환경 요인 → 성취동기’의 순서로 구조화하였다. 이전까지의 연구들은 배경 요인을 고려하지 않거나, 개인 또는 환경 요인과 병렬적인 요인으로 보았으나 성취동기모델은 배경 요인을 기본적인 자아상, 정체성, 조기 학습 경험에 미치는 기본적인 요소로 보고 개인, 환경 요인의 선행 요인으로 설정했다는 점에서 특징이 있다(Ismail, Karami, 2014).

성취동기모델에서 배경 요인은 성별, 인종, 연령, 사회경제적 수준 등을 의미하고 개인 요인은 자아존중감, 자기효능감 등 개인의 심리정서적 상태나 성향, 환경 요인은 부모나 교사와의 관계, 사회적 지지 등을 의미한다. 배경 요인은 개인이 바꿀 수 없거나 바꾸기 어려운 1차원적인 요인으로, 심리상태나 주변 환경에 따라 변화가 가능한 개인, 환경 요인과 구분된다(Ismail, Karami, 2014). 한편 Farmer(1985)는 청소년을 대상으로 한 20여 년간의 종단연구를 통해 성취동기모델을 정교화하면서 성취동기 형성 과정에 성별의 차이가 있음을 발견하였다. 연구결과에 따르면 여자 청소년은 직업적 성취동기에 있어 남자 청소년에 비해 취약하며 이는 특히 환경적 요인과 관련이 있다. 예를 들어, 가정 역할 중요도(home role salience)가 진로 성취동기에 미치는 영향은 여자 청소년에 부정적이고 남자 청소년에게는 긍정적인 것으로 나타났는데, 이러한 차이는 10년 후 패널이 청년기에 접어들자 사라지는 것으로 나타났다(Farmer, 1985, 1987, 1997). 이 연구 결과에 대하여 Ismail, Karami(2014)는 성취 동기 형성 과정의 성별 차이는 생물학적 요인에 의한 것이 아니라 성역할 고정관념 등 성별에 따라 필연적으로 개인적, 환경적 요인에 영향을 미치는 사회적 요인에 의한 것이라고 해석하였다.

2) 성취동기 영향요인에 대한 실증연구

성취동기모델에 따라 성취동기 영향요인을 배경 요인, 개인 요인, 환경 요인으로 구분하여 살펴보면 다음과 같다. 먼저 배경 요인으로 성취동기모델에서 중요하게 다루어지는 성별과 관련하여 Farmer(1997)의 연구에서 청소년기에는 여자의 성취동기가 남자에 비해 약하고, 특히 주변의 지지와 같은 환경 요인, 가정 중심 성향과 같은 개인 요인에 성별 차이가 발견되었지만 이러한 차이는 이들이 청년기에 접어들자 사라지는 것으로 확인되었다(Farmer, 1985, 1987, 1997). 하지만 일부 연구에서는 성취동기 수준 또는 형성 과정에 성별 차이가 없는 것으로 나타나기도 하였다(Atta, Iqbal, Mushtaq, 2020; Sweeney, Schramm-Possinger & Gregg, 2016). Ismail과 Karami(2014) 또한 성취동기의 성별차이가 선행연구에서 일정한 방향으로 나타나지 않고 있음을 지적하면서, 이는 성별이 생물학적 요인으로서 절대적인 영향을 가지기 보다는 개인이 속한 사회적 요인에 따라 다른 영향을 가지기 때문으로 해석하였다. 성역할 고정관념, 성규범, 문화적 편견, 남성과 여성의 역할과 능력에 대한 편향된 신념 등이 청소년의 성취동기의 정도나 방향에 영향을 줄 수 있다(Wang, Guo & Degol, 2019).

배경요인 중 성별 다음으로 중요하게 다루어지는 요인은 사회경제적 지위이다. 특히 청소년기의 성취동기에는 부모 및 가구 특성이 중요한 영향을 주는 것으로 보고되고 있다. 대표적으로 가구 소득, 부모의 교육수준, 직업이나 종사상 지위, 한부모 여부 등의 사회경제적 요인이 영향을 주는데, 가구 환경이 안정적일수록 청소년의 성취동기가 높다(이래혁, 장혜림, 2019; 문주희, 백지숙, 2012; 박영신, 김의철, 2003). 한편 가구의 빈곤은 청소년기의 발달에 지대한 영향을 미치는 요인임에도 불구하고 빈곤이 성취동기에 미치는 영향에 대한 연구는 미진한 실정으로, 부모의 사회경제적 지위의 영향을 파악함에 있어 부모 소득을 변수로 포함하는 정도로만 다루어졌다(오혜진, 지연경, 2018; 이운경, 도현심, 2005; 이래혁, 장혜림, 2019). 빈곤은 청소년의 자아존중감, 자기효능감, 회복탄력성 등 다양한 심리정서적 상태에 막중한 영향을 주는 요인임이 많은 선행연구에서 밝혀진만큼 성취동기와 관련해서도 빈곤의 영향을 구체적으로 살펴볼 필요가 있다.

개인 요인으로는 인지, 심리적 요인이 청소년의 성취동기에 영향을 주는 것으로 연구되고 있다. 특히 지능과 같은 인지적 요인보다 태도와 같은 비인지적 요인이 성취동기에 더 큰 영향을 미치는 것으로 보고되고 있는데 이는 성취동기가 환경에 의해 변화될 수 있음을 시사하는 것으로, 환경에 대한 개입을 통한 청소년의 성취동기 향상의 가능성을 유추해볼 수 있는 대목이다(이래혁, 장혜림, 2019). 심리적 요인 중에서도 인간 발달에 총체적으로 영향을 주는 변인으로 알려져 있는 자아존중감은 성취동기에도 영향을 미치는데, 자신의 능력을 높게 평가하는 것이 과업 수행에 대한 자신감을 높여 성취동기로 발현되는 것으로 해석할 수 있다(이운경, 도현심, 2005). 학교 밖 청소년을 대상으로 한 연구(김지윤, 홍정순, 2017), 다문화 청소년을 대상으로 한 연구(김은혜, 손한결, 2021)에서도 자아존중감이 성취동기에 미치는 영향이 검증된 바 있다. 또한 심리적 웰빙(Grera, & Abd Hamid, 2021; Grera, Abdallah & Abdul Hamed, 2022). 정신건강(Mahdavi, Valibeygi, Moradi & Sadeghi, 2021; Mirkamali, Khabare, Mazari & Farhadi Amjad, 2017)도 성취동기에 영향을 미치는 요인으로 확인된 바 있다.

환경 요인으로는 청소년의 생애주기 특성상 또래 및 학교 관련 요인을 중요하게 살펴볼 필요가 있다. 선행연구에 따르면 또래관계와 교사관계는 초기 청소년과 중기 청소년 모두의 성취동기에 영향을 주는 요인이며(문주희, 백지숙, 2012) 교사의 리더십이 출중하고 교육방식이 긍정적일 경우 학생들의 성취동기가 높아진다(박진규, 김태연, 2018; 봉미미, 황아름, 송주연, 2010). 또한 학교에서 진행하는 강점기반 상담 프로그램이 초등학생의 성취동기를 높이는 효과가 검증되기도 하였다(윤소민, 강진령, 2013).

2. 청소년의 다차원적 박탈 경험 측정

가정의 경제적 어려움은 청소년의 발달에 상당한 영향을 준다. 빈곤은 그 자체로 청소년의 신체적 발달을 저해하거나 스트레스를 유발하는 등 직접적 영향을 주기도 하고 가족간의 불화와 갈등을 통해 심리정서적 불행감을 유발하는 방식으로 간접적 영향을 주기도 한다(한세영, 한아름, 2018). 빈곤이 아동·청소년의 발달을 저해하는 이러한 영향은 이미 실증적으로 많은 선행연구에서 검증이 되어 왔지만 지금까지 빈곤 관련 연구가 주로 소득과 자산을 중심으로 논의되어 왔기 때문에 빈곤과 청소년의 발달에 대한 연구 역시 소득과 자산에 초점을 두고 가구 소득과 자산의 빈곤이 자녀의 발달에 주는 영향을 파악하는 방식으로 이루어져 왔다(Letourneau, Duffett-Leger, Watson, & Young-Morris, 2013).

하지만 빈곤을 소득과 자산이라는 단순한 지표로 측정하는 것의 한계가 오랫동안 지적되어왔고, 소득 이외에도 주거, 교육 등 실제 생활에서 경험하는 여러 영역의 박탈 경험을 빈곤 측정에 포함할 필요가 있다는 주장이 힘을 얻고 있다(김은주, 2015). 아동 복지 영역에서도 점차 주거 빈곤, 지역 빈곤 등(주영선, 정익중, 2019; 임세희, 2019; 이봉주, 임세희, 2008) 빈곤의 다양한 양상을 고려한 연구가 시도되고 있다. 하지만 아직까지 의식생활, 주거, 의료, 미래대비, 교육 영역의 빈곤을 모두 다룬 연구는 부족한 실정이다. 이와 관련하여 류정희(2020)는 우리나라 아동의 다차원적 빈곤 실태를 분석한 연구에서 아동의 물질적 박탈이 기초생활수급 가구, 소득 수준이 낮은 가구 등 소득·자산 기준 빈곤 가구에서 많이 발생하지만, 그 관계가 반드시 일치하는 것은 아니며 소득·자산 빈곤가구가 아니더라도 경제적 영역 외 다른 영역에서 박탈을 경험할 수 있기 때문에 아동 발달에 미치는 빈곤의 영향을 다차원적으로 파악할 필요가 있다고 주장하였다.

소득을 기반으로 빈곤을 측정하는 전통적 빈곤 측정 방식인 화폐적 접근(류정희, 2020)을 넘어 개인이 실제 생활에서 경험하는 결핍과 박탈의 경험으로 빈곤을 측정하는 방식으로는 타운센트(1969)의 박탈지표가 대표적이다(여유진, 2020). 타운센트는 빈곤이 자원의 결핍으로 인한 일상적인 생활, 관습, 활동으로부터의 배제라면 저소득이라는 개념은 빈곤을 대표하는 변수로서 충분하지 않다고 주장하면서 식생활, 주거와 난방, 건강, 교육, 사회관계 등의 영역에서 ‘비자발적으로’ 경험하는 결핍을 박탈로 보고, 박탈을 일정 수준 이상 경험하는 상황을 빈곤이라고 간주해야 한다고 주장하였다(여유진, 2020, 재인용).

특히 빈곤이 아동·청소년의 심리정서적 발달, 사회적 발달에 미치는 영향을 파악함에 있어 이러한 실질적이고 다차원적인 접근은 더욱 중요하다. 직접 소득과 생활비를 운용하는 성인에 비해 아동·청소년은 가구 소득, 자산 보다는 먹는 것, 입는 것, 난방이 안 돼서 춥거나, 돈이 없어서 학원을 못가는 것 등으로 빈곤을 체감하기 때문이다. 청소년들의 발달에는 눈에 보이지 않는 부모의 소득보다 실제로 눈에 보이고 몸으로 체감하는 다양한 박탈 경험이 더욱 중요한 요인일 수 있으므로, 청소년의 성취동기에 영향을 주는 배경 요인을 파악하기 위해서는 소득 단일지표보다 다차원적 박탈 지표를 통한 빈곤 측정이 적합하다고 볼 수 있다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 연구모형

앞서 살펴본 Farmer(1985)의 성취동기모델에 따르면 개인이 바꿀 수 없거나 바꾸기 어려운 인구학적·사회경제적 특성은 개인의 심리정서적 상태나 주변 환경에 대한 인식에 영향을 미치고 나아가 성취동기 수준에 영향을 준다. 특히 발달단계상 정체감을 형성하는 시기인 청소년기에는 성별에 따라 성취동기의 수준이나 방향이 다를 수 있다. 이러한 이론적 근거를 바탕으로 청소년의 다차원적 박탈이 성취동기에 영향을 미치는 구조를 가정한 본 연구의 연구모형은 <그림1>과 같다.

<그림 1>

연구모형

2. 연구대상

본 연구는 다차원적 박탈 경험이 청소년의 성취동기에 미치는 영향을 분석하기 위해 한국보건사회연구원에서 실시한 「2018 아동종합실태조사」의 원자료를 활용하였다. 해당 조사는 한국보건사회연구원 생명윤리위원회의 승인을 받아 2019년 1월 7일부터 2019년 2월 28일까지 전국의 18세 미만 아동 가구를 대상으로 수행되었다. 4,039가구의 주양육자가 조사에 참여하였으며 이 중 아동의 연령이 만 9세 이상인 2,510가구는 아동도 직접 아동용 조사표에 응답하였다. 본 연구에서는 학교급 간 격차를 고려하여 응답 아동이 초등학교에 재학중인 가구 표본을 제외하고 분석 변수에 결측치가 있는 경우를 제외한 1,295가구의 자료를 사용하였다.

3. 측정도구

1) 종속변인 : 성취동기

성취동기는 “인생의 목표나 장래희망이 뚜렷하다.”, “나는 목표를 달성하기 위해 계속 노력한다.” 등의 문항을 포함한 8문항으로 구성되어 있으며, ‘전혀 그렇지 않다(1점)’~‘매우 그렇다(4점)’로 측정하였다. 본 연구에서는 요인분석 결과 전체 문항에 성분으로 포함되지 않으며 신뢰도 분석결과 신뢰도를 저해하는 것으로 나타난 ‘공부가 힘들면 그만두는 편이다’ 문항을 제외한 7개 문항을 분석에 사용하였다. 본 연구에서 사용한 7개 문항 척도의 Cronbach’s α값은 .749로 양호하게 나타났다.

2) 독립변인 : 다차원적 박탈

다차원적 박탈은 Townsend의 박탈 항목을 한국 현실에 맞게 조정한 것으로 ‘1999년 국민생활실태조사’부터 ‘2017년 사회문제와 사회통합 실태조사’ 등에 사용된 물질적 박탈 문항을 사용하여 측정하였다. 문항의 점수 산정 방식은 여유진(2020)의 연구에서 사용한 단순합산방식과 가중합산방식 혼합 방식을 사용하여, 기초생활(식·의생활), 주택 및 주거, 의료 및 건강, 가족활동 및 문화생활, 사회적지지, 미래대비(저축·보험), 교육 영역의 24개 문항에는 1점(총 24점), 기초 생활에 심각한 영향을 주는 적대적 박탈인 경제적 어려움 영역의 7개 문항에는 2점(14점)의 가중치를 부여하였다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .915로 양호하게 나타났다.

3) 매개변인

(1) 자아존중감

개인 수준의 매개변인인 자아존중감은 Rosenberg(1965)의 자아존중감 척도로 측정하였다. “내가 적어도 다른 사람 만큼 가치 있는(소중한) 사람이라고 느낀다”, “나는 남들이 하는 만큼은 뭐든지 할 수 있다.” 등의 문항을 포함한 10문항으로 구성되어 있으며, ‘전혀 그렇지 않다(1점)’~‘매우 그렇다(4점)’으로 측정하였다. 부정형 5문항은 역코딩하였으며 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .755로 양호하게 나타났다.

(2) 주관적 웰빙

개인 수준의 매개변인인 주관적 웰빙 수준은 OECD 주관적 웰빙 측정 가이드라인에서 핵심 문항으로 제시한 모듈 A를 사용하여 측정하였다. 어제 어느 정도 행복, 걱정, 우울했는지와 요즘 자신의 삶에 얼마나 만족하는지, 자신이 하는 일이 얼마나 가치있다고 느끼는지(유데모니아)를 0~10점으로 측정한다. 행복, 걱정 등 심리정서적 상황을 측정하는 문항이면서 실제 경험된 상황 또는 삶에 대한 인식 또는 평가이기도 하다. 특히 어제의 행복, 걱정, 우울 수준은 어제의 경험과 사건에 따라 달라질 수 있다(OECD, 2013, p.73). 부정 문항인 걱정, 우울은 역코딩하여 긍정 문항인 행복, 삶 만족, 유데모니아와 함께 평균을 계산하고 평균 점수가 높을수록 주관적 웰빙 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .763으로 양호하게 나타났다.

(3) 교사와의 관계

환경 수준의 매개변인인 교사와의 관계는 세계보건기구(WHO) 유럽지국의 주도로 국제적으로 진행되는 ‘학령기 아동에 대한 건강 행동(HBSC: Health Behaviour in School-aged Children) 조사’의 문항으로 측정하였다. “선생님들이 나에 대해 관심을 가지고 신경을 쓴다고 느낀다.” 등의 3문항으로 구성되어 있으며, ‘매우 그렇다(1점)’~‘전혀 그렇지 않다(5점)’으로 측정하였기 때문에 역코딩하여 분석에 활용하였다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .869로 양호하였다.

(4) 학교생활 만족도

환경 수준의 매개변인인 학교생활 만족도는 ‘학령기 아동에 대한 건강 행동(HBSC: Health Behaviour in School-aged Children) 조사’의 문항으로 측정하였다. 이 문항은 “여러분은 현재 학교생활에 대해 얼마나 만족하십니까?”를 ‘매우 불만족(0점)’~‘가장 만족(10점)’으로 측정하는 단일 문항이다.

4) 통제변인

본 연구에서는 선행연구에서 청소년의 성취동기에 영향을 미치는 것으로 확인된 연령, 학교급, 거주지역, 소득계층, 가구형태를 통제변인으로 설정하였다. 연령을 제외한 4개 변인은 더미변수로 변환하여 활용하였으며, 학교급 중에서는 중학교를, 거주지역 중에서는 대도시를, 소득계층 중에서는 일반계층을, 가구형태 중에서는 양부모가구를 기준변수로 지정하여 분석하였다.

4. 분석방법

본 연구에서는 SPSS Statistics 23.0 프로그램과 AMOS 26.0 프로그램을 활용하여 다음과 같은 순서로 자료를 분석하였다. 첫째, SPSS Statistics 23.0 프로그램을 통해 Cronbach’s α 계수를 산출하여 측정도구의 신뢰도를 검증하고, 연구대상자의 일반적 특성과 주요 변인들의 특성을 파악하기 위해 빈도분석, 기술통계 분석, 독립표본 T검정을 실시하였다. 또한, Pearson의 적률상관계수를 통해 주요 변인 간 상관관계를 살펴보았다. 둘째, AMOS 26.0 프로그램을 통해 경로분석을 실시하여 성별에 따른 변인 간 경로의 유의성과 영향력의 크기를 파악하였다. 셋째, 성별에 따른 변인 간 영향력의 차이가 통계적으로 유의한 수준인지를 확인하기 위해 다중집단분석을 실시하였다. 넷째, 매개변인을 통한 간접효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(Bootstrapping)을 실시하여 직접효과와 간접효과로 효과를 분해하였다. 마지막으로, 다중매개모형에서의 개별매개효과 유의성을 검증하기 위해 경로모형에 8개의 팬텀변수(phantom variable)를 추가하여 부트스트래핑을 다시 실시하였다.

Ⅳ. 연구 결과

1. 연구대상자의 일반적 특성

연구대상자의 일반적 특성은 <표 1>과 같다. 성별은 남학생이 53.8%, 여학생이 46.2%로 남학생이 더 큰 비중을 차지하였다. 연구대상자의 평균 연령은 15.27세로 15~17세의 비율이 높았다. 학교급에 따라서는 고등학생이 51.8%, 중학생이 48.2%였으며, 학년별로 고등학교 2학년(26.8%), 고등학교 1학년(21.1%), 중학교 3학년(18.5%), 중학교 2학년(15.8%) 등의 순으로 나타났다. 거주지역은 대도시(45.9%)와 중소도시(45.6%)가 대다수였으며, 농어촌 거주자 비율은 8.5%였다. 소득계층의 경우 기초생활수급자와 한부모차상위계층의 비율이 51.0%, 일반소득계층의 비율이 49.0%로 나타났고, 가구형태는 양부모가구인 경우가 69.7%, 한부모가구와 조손가구인 경우가 30.3%였다.

<표 1>

연구대상자의 일반적 특성(단위: 명, %, 세)

2. 주요 변인들의 기술통계 및 상관관계 분석

주요 변인들에 대한 기술통계 분석 결과는 <표 2>와 같다. 먼저, 독립변인인 다차원적 박탈의 평균은 여학생의 경우 5.62점, 남학생의 경우 5.50점으로 중간값인 19점보다 낮아 다차원적 박탈의 평균적인 수준은 높지 않았다. 매개변인 중 개인 요인에 해당하는 자아존중감은 여학생 평균이 2.83점, 남학생 평균이 2.82점으로 중간값인 2.5점보다 약간 높았고, 주관적 웰빙은 여학생 평균이 6.36점, 남학생 평균이 6.46점으로 중간값인 5점보다 높은 수준이었다. 다음으로, 매개변인 중 환경 요인에 해당하는 교사와의 관계는 여학생 평균이 3.80점, 남학생 평균이 3.81점으로 중간값인 3점보다 높고, 학교생활 만족도는 여학생 평균이 6.83점, 남학생 평균이 6.84점으로 중간값인 5점보다 높았다. 마지막으로, 종속변인인 성취동기는 여학생 평균이 2.95점, 남학생 평균이 2.94점으로 중간값인 2.5점보다 높아 성취동기의 수준이 평균보다 높은 편에 해당하였다.

<표 2>

주요 변인들의 기술통계

성별에 따른 각 변인의 평균은 다차원적 박탈과 자아존중감의 경우 여학생이 더 높고, 주관적 웰빙, 교사와의 관계, 학교생활 만족도, 성취동기의 경우 남학생이 더 높게 나타났다. 이러한 평균의 차이가 통계적으로 유의한 수준인지를 파악하기 위해 독립표본 T검정을 실시한 결과, 성별에 따른 각 변인의 평균 차이는 통계적으로 유의하지 않았다.

다음으로, Pearson의 적률상관계수를 통해 주요 변인 간 상관관계를 분석한 결과, 모든 변인 간 상관관계가 통계적으로 유의하게 나타났다. 여학생의 성취동기는 학교생활 만족도(r = .351, p<.001), 자아존중감(r = .272, p<.001), 주관적 웰빙(r = .254, p<.001), 교사와의 관계(r = .237, p<.001)와는 정적 상관을, 다차원적 박탈(r = -.250, p<.001)과는 부적 상관을 보였다.

남학생의 경우 성취동기와 주관적 웰빙(r = .384, p<.001) 간 정적 상관이 가장 크게 나타났고, 학교생활 만족도(r = .370, p<.001), 자아존중감(r = .338, p<.001), 교사와의 관계(r = .257, p<.001)와 정적 상관을, 다차원적 박탈(r = -.219, p<.001)과는 부적 상관을 보였다. 즉, 여학생과 남학생 모두 자아존중감이 높을수록, 주관적 웰빙 수준이 높을수록, 교사와의 관계가 긍정적일수록, 학교생활 만족도가 높을수록, 다차원적 박탈경험이 적을수록 성취동기 수준이 높은 것으로 나타났다. 한편, 모든 변인 간의 상관관계가 0.8 미만이고, 분산팽창지수(VIF) 값이 10 미만을 보여 변인 간에 다중공선성의 문제가 없음을 확인하였다.

<표 3>

주요 변인 간 상관관계

3. 경로분석 및 다중집단분석

본 연구에서 연구모형의 적합도 지수는 X² = 274.169, df = 66, p = .000, GFI = .967, CFI = .947, NFI = .932, SRMR = .058, RMSEA = .049로 나타나 분석에 적합한 수준으로 확인되었다. 연구모형 구성 시 자아존중감과 주관적 웰빙, 교사와의 관계와 학교생활 만족도, 주관적 웰빙과 학교생활 만족도의 잔차항에 공분산을 허용하였다. 그 이유는 자아존중감과 주관적 웰빙은 개인의 심리적 요인이고, 교사와의 관계와 학교생활 만족도는 학교라는 환경에 관한 요인으로 서로 밀접한 관련이 있으며, 주관적 웰빙(안녕감)과 학교생활 만족도는 청소년이 대부분의 시간을 보내는 장소가 학교라는 점에서 학교생활에 대한 만족이 삶의 안녕감과 연관될 가능성이 크기 때문이다.

경로분석 결과, 연구대상자의 성취동기에 대한 주요 변인들의 개별적인 영향력은 통계적으로 모두 유의하였다(<표 4> 참조). 성별에 따라 구체적으로 살펴보면, 먼저 다차원적 박탈이 4개의 매개변인에 미치는 영향력은 여학생의 경우 주관적 웰빙(β = -.375, p<.001), 학교생활 만족도(β = -.317, p<.001), 자아존중감(β = -.296, p<.001), 교사와의 관계(β = -.212, p<.001) 순으로, 남학생의 경우 주관적 웰빙(β = -.317, p <.001), 학교생활 만족도(β = -.317, p<.001), 교사와의 관계(β = -.317, p<.001), 자아존중감(β = -.317, p<.001) 순으로 나타나 성별에 따른 큰 차이는 없었다. 또한, 자아존중감, 주관적 웰빙, 교사와의 관계, 학교생활 만족도에 대한 다차원적 박탈의 설명력은 여학생의 경우 각각 8.8%, 14.1%, 4.5%, 10.0%, 남학생의 경우 각각 4.4%, 15.3%, 4.5%, 12.0%로 확인되었다.

<표 4>

경로분석 및 다중집단분석 결과 (N=1,295)

주요 변인들과 성취동기 간 직접적인 관계의 경우 학교생활 만족도가 가장 큰 영향을 미치는 것은 남녀가 동일하였으나, 그 외 변인의 영향력은 성별에 따라 다른 양상을 보였다. 여학생의 경우 자아존중감(β = .122, p<.01), 교사와의 관계(β = .114, p<.01), 다차원적 박탈(β = -.102 p<.05) 순으로 성취동기에 통계적으로 유의한 영향을 미치고, 주관적 웰빙의 영향력은 유의하지 않았다. 반면, 남학생은 주관적 웰빙(β = .198, p<.001)이 성취동기에 두 번째로 큰 영향을 미치고 그다음으로 자아존중감(β = .138, p<.001), 교사와의 관계(β = .095, p<.01)의 영향력이 통계적으로 유의하였으며, 다차원적 박탈은 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다(<그림 1> 참조). 성별에 따른 각 경로에서의 영향력의 크기 차이를 비교해보면, 매개변인 중 개인 요인(자아존중감, 주관적 웰빙)이 성취동기에 미치는 영향력은 여학생보다 남학생에게서 더 크게 나타났으며, 환경 요인(교사와의 관계, 학교생활 만족도)이 성취동기에 미치는 영향력은 남학생보다 여학생에게서 더 크게 나타났다. 또한, 성취동기에 대한 독립변인과 매개변인의 영향력은 여학생의 경우 15.9%, 남학생의 경우 19.0%에 해당하였다.

성별에 따른 변인 간 영향력의 크기 차이가 통계적으로 유의미한 수준인지를 확인하기 위해 다중집단 경로분석을 실시하였다. 그 결과, 총 9개의 경로 중에서 주관적 웰빙이 성취동기에 미치는 영향력의 크기 차이만 유의하게 나타났다(C.R. = -2.352 > 1.96). 즉, 남학생은 주관적 웰빙의 수준이 높아져 성취동기의 수준이 높아지는 관계가 성립되는 반면, 여학생은 주관적 웰빙의 수준이 성취동기에 영향을 미치지 않는 차이를 보였다.

<그림 2>

성별에 따른 경로계수 차이표준화계수. *p<.05, **p<.01, ***p<.001

4. 효과분해 및 개별매개효과 검증

1) 효과분해 및 간접효과 유의성 검증

다차원적 박탈과 성취동기 간 구조적 관계에서 4개의 매개변인을 통한 간접효과가 유의한지를 확인하기 위해 효과분해와 부트스트래핑(5,000개 표본, 신뢰구간 95%)을 실시하였다. 효과분해 결과, 남녀 모두 다차원적 박탈 → 매개변인 → 성취동기의 경로에서의 직접효과는 유의하지 않고, 간접효과만 유의하게 나타났다(<표 5> 참조).

<표 5>

효과분해

다음으로, 부트스트래핑을 통해 간접효과의 유의성을 검증한 결과, 여학생과 남학생 모두 성취동기에 대한 매개변인의 간접효과가 95% 수준에서 0을 포함하지 않아, 본 연구에서 설정한 매개변인이 p<.05 수준에서 유의한 매개효과가 있는 것으로 확인되었다(<표 6> 참조).

<표 6>

간접효과 유의성 검증

2) 개별매개효과 검증

앞서 검증된 매개변인들의 효과를 개별 변인별로 구분하기 위해 기존의 연구모형에 8개의 팬텀변수를 추가하여 부트스트래핑을 다시 실시하였다(<표 7> 참조). 여학생의 경우 다차원적 박탈 → 자아존중감 → 성취동기의 경로(-.004 ~ -.001, p<.05)와 다차원적 박탈 → 학교생활 만족도 → 성취동기의 경로(-.007 ~ -.002, p<.05)에서 개별매개효과가 통계적으로 유의하였다. 남학생의 경우 교사와의 관계를 제외하고 자아존중감(-.003 ~ -.001, p<.05), 주관적 웰빙(-.007 ~ -.002, p<.05), 학교생활 만족도(-.006 ~ -.002, p<.05)의 매개효과가 유의한 것으로 확인되었다. 즉, 남학생의 경우 본 연구에서 설정한 개인 요인(자아존중감, 주관적 웰빙)이 다차원적 박탈과 성취동기 간 관계를 매개하는 것으로 확인되었다.

<표 7>

개별 개효과 검증 결과

Ⅴ. 논의 및 결론

Farmer(1985)에 따르면 성취동기는 실제 성취를 가능하게 하는 주요한 기제이기 때문에 성취동기의 영향 요인을 파악하는 것은 매우 중요하다. 특히 무기력감을 호소하는 청소년들이 증가하고 있는 상황에서 성취동기의 영향 요인, 형성 과정과 그 구조를 밝히는 것은 청소년의 발달에 관한 함의를 제공할 수 있다.

한편 청소년들에게 박탈의 경험은 희망과 동기를 좌절시키는 가장 원초적이고 근본적인 요인이다. 제대로 된 식사를 하지 못하고 날씨에 맞는 옷이 없으며 난방이 되지 않는 집에 살고 돈이 없어서 교재를 사지 못하는 경험은 청소년들로 하여금 무엇인가 시도하고 성취해보고자 하는 동기를 좌절시킨다. 특히 대부분의 청소년들은 직접 돈을 벌어 생활비를 지출하는 것이 아니기 때문에 자기 눈에 보이지 않는 부모의 월급 명세서보다는 내가 살면서 경험하는 박탈의 경험이 더 큰 영향을 줄 수 있다. 이러한 맥락에서 본 연구는 청소년의 성취동기에 영향을 주는 배경 요인으로 소득 단일 지표가 아닌 다차원적 박탈 지표를 선택하였다. 그리고 Farmer(1985)의 성취동기모델에 입각하여 다차원적 박탈 경험이 성취동기에 이르는 경로에 개인 요인과 환경 요인을 매개변수로 설정하여 최종 연구모형을 구성하였다. 이를 분석한 결과는 다음과 같다.

본 연구에서 주목할만한 연구결과는 크게 세 가지이다. 첫째는 여학생과 남학생 모두에게 있어 다차원적 박탈 경험이 자아존중감, 주관적 웰빙, 교사와의 관계, 학교 생활 만족도를 저해하는 요인이며 특히 자아존중감과 학교생활 만족도는 박탈 경험이 성취동기를 저해하는 경로를 매개한다는 점이다. 이는 박탈이 청소년의 심리정서적 상태와 사회적 관계 등의 발달에 부정적 영향을 미친다는 선행연구들(송혜리, 2020; 이희영, 김봉화, 2015)과 같은 맥락이나, 본 연구에서는 효과분해를 통해 다차원적 박탈이 성취동기에 미치는 영향이 직접효과가 아닌 개인, 환경 요인을 통한 간접효과임을 확인하고 자아존중감과 학교 생활 만족도의 매개효과를 검증했다는 점에서 의의가 있다. Bandura(1978)에 따르면 개인이 바꾸기 어려운 배경 변수는 많은 경우 개인이나 환경 변수를 통해 성취동기에 영향을 주는데, 일반적으로 배경 변수는 개인이나 환경 변수에 비해 영향력이 약하다(Farmer, 1985, 재인용). 즉 성취동기에는 타고난 사회경제적 배경보다 개인 내적, 환경적 조건이 더 큰 영향이 미치기 때문에 배경이 취약하더라도 심리정서적 수준과 환경적 인식을 긍정적으로 유지한다면 성취동기를 유지할 수 있다. 이를 본 연구 결과에 적용하면 다차원적 박탈을 경험한 청소년이라도 자아존중감, 주관적 웰빙, 교사와의 관계, 학교 생활 만족도 등과 같은 개인 및 환경적 요인에 개입이 이루어진다면 성취동기를 향상시킬 수 있다.

특히 본 연구에서 자아존중감과 학교 생활 만족도가 다차원적 박탈 경험과 성취동기의 관계를 매개하는 것으로 나타난 만큼, 학교사회복지 차원에서 청소년이 가정에서 경험하는 다차원적 박탈이 성취동기 저하로 이어지지 않도록 심리정서 및 학교 적응에 대한 지원 확대를 고려할 필요가 있다. 한편 본 연구에서 교사와의 관계는 다차원적 박탈과 성취동기를 매개하지 않는 것으로 나타났는데 이는 성취동기모델을 적용한 선행연구에서 교사와의 관계가 특히 여학생에게 큰 영향을 준다고 보고된 것(Farmer, 1985)과 일치하지 않는 결과이다. 이와 관련하여 아직 우리나라 선행연구가 많지 않기 때문에 해석에 유의할 필요가 있으며, 교사와의 관계가 청소년의 사회경제적 배경과 개인 내적 성취동기 관계를 매개하는 것이 아니라 외부 요인으로서 조절효과를 가질 가능성 등을 고려하여 추가적인 연구가 필요할 것이다.

두 번째 주목할만한 연구결과는, 남학생의 경우 여학생에 비해 개인 심리정서적 요인의 영향력이 크게 나타났다는 점이다. 먼저 매개변인이 성취동기에 미치는 영향력 크기를 개인 요인과 환경 요인으로 나누어 살펴보면 남학생의 경우 개인 변인의 영향력이 여학생보다 높고 여학생의 경우 환경 변인의 영향력이 남학생보다 약간 높았다. 또한 다차원적 박탈과 성취동기의 관계에서 개인 변인인 자아존중감, 주관적 웰빙의 매개효과가 여학생의 경우 자아존중감만 유의미했던 것에 비해 남학생의 경우 두 변수 모두 통계적으로 유의하였다. 이러한 결과는 실천적 함의를 제공하는데, 성취동기 향상 서비스나 프로그램을 제공할 때 여학생은 학교생활 등 주변 환경 개선과 환경적 지지를 확보하는 것에 더 강조점을 두고, 남학생은 개인 심리내적 요인 관련 상담에 집중하는 것이 효과적일 수 있다. 특히 학교사회복지측면에서는 wee센터의 동기강화 프로그램, wee클래스의 동기강화 상담에서 참고할 수 있을 것이다. 다만 Farmer(1985)에 따르면 성별에 따른 성취동기의 수준과 방향 차이는 일정한 것이 아니라 발달단계에 따라 달라질 수 있다. 청소년기는 자아정체감 변화가 계속되는 시기이므로 연구결과를 적용할 때 유의할 필요가 있다. 또한 전반적으로 영향력의 성별 차이가 매우 크지는 않았고 성별에 따른 성취동기 차이에 대해 선행연구가 충분히 누적되지 않았다는 점을 고려하여 실천적인 적용보다는 참고자료로서의 활용이 적절할 것이다.

세 번째 주목할만한 연구결과는 다차원적 박탈 경험이 성취동기에 이르는 경로에서 성별에 따른 차이가 이론에 입각해 가정했던 것만큼 크지 않았다는 점이다. 우선 경로분석에 앞서 t검정을 통해 집단 간 변수 수준 차이를 확인한 결과 모든 변수에 통계적으로 유의미한 성별 차이가 없었고, 개별 변수 간 관계도 주관적 웰빙이 성취동기에 미치는 영향이 남학생의 경우에만 유의미하게 나타난 것 외에는 성별 차이가 없었다. 개별 매개효과 분석에서는 자아존중감, 학교 생활 만족도의 매개효과가 통계적으로 유의미하고, 교사 관계의 매개효과는 유의미하지 않았는데 이러한 결과 또한 성별간 차이 없이 여학생과 남학생에게 동일하게 나타났다. 성별의 영향을 강조한 Farmer(1997)의 성취동기모델을 적용한 본 연구에서 전반적으로 성별에 따른 차이가 크지 않은 것으로 나타난 것과 관련하여 두 가지 해석의 여지를 고찰해 볼 수 있다.

먼저 Farmer(1997)의 연구에서는 개인 특성으로 가정 중심 성향, 일 중심 성향 등이 포함되었고 환경 특성에는 교사 지지 등에 더불어 일하는 여성에 대한 사회적 지지 등의 변수가 포함되었는데, 성별에 따라 차이가 클 수 있는 변수를 포함했다는 점에서 보다 평이한 변수만을 분석에 포함한 본 연구와 차이가 있다. 즉, 매개요인을 개인과 환경으로 구분하여 구성한 것은 동일하지만 구체적인 측정 변수 선택에 있어 차이가 있기 때문에 통계 분석 결과에서 다른 결과가 나타난 것일 수 있다. 다른 해석의 여지는 성별과 관련한 사회문화적 차이에 대한 것이다. Ismail과 Karami(2014)는 성취동기에 대한 선행연구에서 성별에 따른 차이가 일정한 방향으로 나타나지 않는 것과 관련하여, 성별이 생물학적 요인으로서 절대적인 영향을 가지는 것이 아니라 단지 성별에 따라 경험하게 되는 사회문화적 요인에 따라 상대적인 차이를 가지기 때문이라고 주장하였다. 국가나 문화마다 남성과 여성의 역할과 능력에 대한 편향된 신념 등 사회문화적 배경에 차이가 있기 때문에 이것이 성취동기의 성별 차이에 영향을 줄 수 있다(Wang, Guo & Degol, 2019). 지금까지 성취동기 형성 과정에서의 성별 차이에 관한 연구가 국외 중심으로 수행되어 왔고 국내에는 관련 연구가 부족한 실정에서 본 연구는 이를 확인해보았다는 점에서 의의가 있다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 먼저 연구 모형에 포함한 변수의 선정과 관련하여, 본 연구에서 적용한 Farmer(1985)의 성취동기모델은 성취동기형성 과정에서의 성별 차이를 강조하기 때문에 따라서 개인의 성역할 인식, 사회의 성평등 분위기 등 보다 젠더 관점의 지표를 변수로 포함하는데 본 연구에서는 2차 자료의 한계로 인하여 개인 요인과 환경 요인을 다양하게 구성하지 못하였고 이로 인해 통계 분석 결과 해석에 제약이 있다. 마찬가지로 2차 자료의 한계로 인해 박탈의 측정에 있어서 주관적인 박탈 인식을 포함하지 못한 한계가 있다. 또한 국내에서 청소년을 대상으로 한 성취동기 관련 선행연구가 다문화 청소년 대상 연구로 한정되어 있다보니 본 연구에서 국내 선행연구를 고찰하는데에 어려움이 있었다. 향후 국내 선행연구가 누적되면 사회문화적 배경을 고려한 면밀한 연구설계 및 변수 설정이 가능할 것이다.

이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 우리나라에서 청소년의 성취동기 관련 연구에 적용된 바 없는 성취동기모델을 적용하였다는 점에서 이론적 함의가 있으며, 다차원적 박탈 경험이 성취동기를 형성하는 경로에서 성별에 따른 차이를 발견했다는 점에서 실천적 함의가 있다. 후속 연구로는 사회문화적 배경을 변수로 포함하는 양적 연구 또는 우리나라의 청소년들의 성취동기 형성 과정 분석에 적용할 수 있는 이론 도출을 위한 근거이론 질적 연구 등을 제안한다.

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김지민 jiminkim@kihasa.re.kr

이화여자대학교에서 사회복지학 박사과정을 수료하였으며, 현재 한국보건사회연구원 전문연구원으로 재직 중이다. 주요 관심 분야는 아동복지, 사회서비스 정책, 지역복지 등이다. 최근 논문으로는 “가정외보호 아동의 보호 중 경험과 회복탄력성: 자기효능감의 매개효과를 중심으로”(2022)가 있다.

김혜수 hyesookim@kihasa.re.kr

2019년 중앙대학교에서 가족학 석사학위를 받았으며, 현재 한국보건사회연구원에서 연구원으로 재직 중이다. 주요 관심분야는 사회서비스, 가족복지, 노인복지 등이다. 논문으로는 “노년기 부부의 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 우울의 매개효과: 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM)의 적용”(2021)이 있다.

구분		최소값	최대값	평균	표준편차	왜도	첨도	t
p<.05, p<.01, **p<.001
다차원적 박탈	여학생	0.00	34.00	5.6204	6.88416	1.450	1.854	.320
다차원적 박탈	남학생	0.00	35.00	5.4964	7.01540	1.487	1.946	.320
자아존중감	여학생	1.40	3.90	2.8301	.40171	.207	-.118	.573
자아존중감	남학생	1.50	4.00	2.8169	.42134	.391	-.073	.573
주관적 웰빙	여학생	3.00	9.80	6.3625	1.27968	.087	-.609	-1.318
주관적 웰빙	남학생	2.60	1.00	6.4603	1.37106	.024	-.355	-1.318
교사와의 관계	여학생	1.00	5.00	3.7954	.66243	-.958	1.843	-.345
교사와의 관계	남학생	1.33	5.00	3.8082	.66909	-.812	1.038	-.345
학교생활 만족도	여학생	.00	1.00	6.8261	1.28378	-.931	1.983	-.118
학교생활 만족도	남학생	1.00	1.00	6.8350	1.43640	-.704	.987	-.118
성취동기	여학생	1.29	4.00	2.9501	.39904	-.457	.506	.456
성취동기	남학생	1.43	4.00	2.9397	.41204	-.329	.391	.456

구분		1	2	3	4	5	6
p<.05, p<.01, **p<.001
여학생	1. 성취동기	1
	2. 다차원적 박탈	-.250***	1
	3. 자아존중감	.272***	-.296***	1
	4. 주관적 웰빙	.254***	-.369***	.496***	1
	5. 교사와의 관계	.237***	-.212***	.213***	.177***	1
	6. 학교생활 만족도	.351***	-.316***	.324***	.396***	.301***	1
남학생	1. 성취동기	1
	2. 다차원적 박탈	-.219***	1
	3. 자아존중감	.338***	-.210***	1
	4. 주관적 웰빙	.384***	-.384***	.509***	1
	5. 교사와의 관계	.257***	-.212***	.298***	.259***	1
	6. 학교생활 만족도	.370***	-.344***	.349***	.421***	.338***	1

구분		Estimate		S.E.	C.R.	SMC
구분		B	β	S.E.	C.R.	SMC
p<.05, p<.01, **p<.001
전체	다차원적 박탈 → 자아존중감	-.015	-.248	.002	-9.221***	.062
	다차원적 박탈 → 주관적 웰빙	-.072	-.384	.005	-14.958***	.147
	다차원적 박탈 → 교사와의 관계	-.020	-.212	.003	-7.817***	.045
	다차원적 박탈 → 학교생활 만족도	-.065	-.333	.005	-12.712***	.111
	자아존중감 → 성취동기	.129	.134	.028	4.625***	.171
	주관적 웰빙 → 성취동기	.039	.128	.009	4.133***
	교사와의 관계 → 성취동기	.064	.106	.016	3.954***
	학교생활 만족도 → 성취동기	.063	.214	.008	7.507***
	다차원적 박탈 → 성취동기	-.003	-.60	.002	-2.098*
여학생	다차원적 박탈 → 자아존중감	-.017	-.296	.002	-7.572***	.088
	다차원적 박탈 → 주관적 웰빙	-.069	-.375	.007	-9.895***	.141
	다차원적 박탈 → 교사와의 관계	-.020	-.212	.004	-5.310***	.045
	다차원적 박탈 → 학교생활 만족도	-.059	-.317	.007	-8.163***	.100
	자아존중감 → 성취동기	.120	.122	.042	2.848**	.159
	주관적 웰빙 → 성취동기	.014	.046	.014	1.018	.159
	교사와의 관계 → 성취동기	.068	.114	.024	2.878**
	학교생활 만족도 → 성취동기	.071	.230	.013	5.468***
	다차원적 박탈 → 성취동기	-.006	-.102	.002	-2.389*
남학생	다차원적 박탈 → 자아존중감	-.013	-.210	.002	-5.678***	.044
	다차원적 박탈 → 주관적 웰빙	-.075	-.391	.007	-11.198***	.153
	다차원적 박탈 → 교사와의 관계	-.020	-.212	.004	-5.729***	.045
	다차원적 박탈 → 학교생활 만족도	-.071	-.346	.007	-9.730***	.120
	자아존중감 → 성취동기	.132	.138	.037	3.540***	.190
	주관적 웰빙 → 성취동기	.059	.198	.013	4.690***
	교사와의 관계 → 성취동기	.057	.095	.022	2.602**
	학교생활 만족도 → 성취동기	.057	.203	.011	5.245***
	다차원적 박탈 → 성취동기	-.002	-.027	.002	-.692

구분	여학생			남학생
구분	직접효과	간접효과	총효과	직접효과	간접효과	총효과
표준화계수. p<.05, p<.01, **p<.001
다차원적 박탈 → 자아존중감	-.296***	-	-.296***	-.210***	-	-.210***
다차원적 박탈 → 주관적 웰빙	-.375***	-	-.375***	-.391***	-	-.391***
다차원적 박탈 → 교사와의 관계	-.212***	-	-.212***	-.212***	-	-.212***
다차원적 박탈 → 학교생활 만족도	-.317**	-	-.317**	-.346***	-	-.346***
자아존중감 → 성취동기	.122**	-	.122**	.138**	-	.138**
주관적 웰빙 → 성취동기	.046	-	.046	.198***	-	.198***
교사와의 관계 → 성취동기	.114**	-	.114**	.095*	-	.095*
학교생활 만족도 → 성취동기	.230***	-	.230***	.203**	-	.203**
다차원적 박탈 → 성취동기	-.102	-.151***	-.252***	-.027	-.197***	-.224**

경로	β	S.E.	95% C.I. (Bias-corrected bootstrap)
표준화계수. p<.05, p<.01, **p<.001
여학생 다차원적 박탈 → 성취동기	-.151	.023	-.200 ~ -.108
남학생 다차원적 박탈 → 성취동기	-.197	.024	-.247 ~ -.151

변수			빈도	백분율 (%)
전체			1,295	100.0
성별	여학생		598	46.2
성별	남학생		697	53.8
연령	12세		20	1.5
	13세		178	13.7
	14세		201	15.5
	15세		250	19.3
	16세		324	25.0
	17세		322	24.9
연령	평균 (표준편차)		15.27 (1.42)
학년	중학교	1학년	180	13.9
		2학년	204	15.8
		3학년	240	18.5
	고등학교	1학년	273	21.1
		2학년	347	26.8
		3학년	51	3.9
거주지역	대도시		595	45.9
	중소도시		590	45.6
	농어촌		110	8.5
소득계층	일반		635	49.0
소득계층	기초생활수급·한부모차상위		660	51.0
가구형태	양부모		903	69.7
가구형태	한부모·조손		392	30.3

경로		B	S.E.	95% C.I. (Bias-corrected bootstrap)
비표준화계수.
여학생	다차원적 박탈 → 자아존중감 → 성취동기	-.002	.001	-.004 ~ -.001
	다차원적 박탈 → 주관적 웰빙 → 성취동기	-.001	.001	-.003 ~ .001
	다차원적 박탈 → 교사와의 관계 → 성취동기	-.001	.001	-.003 ~ .000
	다차원적 박탈 → 학교생활 만족도 → 성취동기	-.004	.001	-.007 ~ -.002
남학생	다차원적 박탈 → 자아존중감 → 성취동기	-.002	.001	-.003 ~ -.001
	다차원적 박탈 → 주관적 웰빙 → 성취동기	-.004	.001	-.007 ~ -.002
	다차원적 박탈 → 교사와의 관계 → 성취동기	-.001	.001	-.002 ~ .000
	다차원적 박탈 → 학교생활 만족도 → 성취동기	-.004	.001	-.006 ~ -.002