다문화청소년의 사회적 자본이 학교중단위험에 미치는 영향: 잠재성장모형을 활용한 종단연구

Ⅰ. 서 론

매년 다문화청소년의 수는 지속적으로 증가하고 있는데 2021년 초·중·고등학교 등 다문화청소년 수는 16만여명으로 전체 학생 533만 2천여명 중 약 3%에 해당된다. 전체 학생 수 중 다문화학생이 차지하는 비율은 전년 대비 8.6% 증가되었다(교육부, 2021). 전체 인구가 감소하고 특히 청소년의 수가 감소하는 상황에서도 다문화청소년의 수는 매년 꾸준하게 늘고 있으며, 최근에는 국내 출생 다문화청소년뿐 아니라 중도입국 및 외국인 학생의 증가로 다문화청소년의 수는 지속적으로 상승하고 있다.

이처럼 우리나라는 인구학적 규모면에서는 다양성을 기반으로 하는 사회모습의 형태를 이미 갖추고 있다. 그러나 사회의 구조적 변화와 달리 단일민족주의를 중요하게 여기는 나라일수록 타문화에 대한 수용성이 상대적으로 낮은 편으로 알려져 있는데 이러한 현상은 우리나라도 다르지 않다. 여러 연구에서도 확인된 바와 같이 다문화청소년이 비다문화청소년보다 학교 및 사회적응에 어려움을 겪고 있다는 사실이 이를 뒷받침해주고 있다.

다문화청소년들은 언어, 외모, 또래 관계 등 다양한 이유로 학교에 부적응하는 일이 많은데 특히 더욱 관심을 가져야 할 부분은 이로 인해 다문화청소년의 학교중단비율이 비다문화청소년의 학교중단 비율보다 높다는 것이다. 구체적으로는 2018년 기준 전체 학생의 학교중단 비율이 중학생의 경우 0.73%, 고등학생은 1.62%로 나타났고 다문화학생의 경우는 중학생 1.34%, 고등학생 1.91%로 나타났다(교육부, 2021).

학교중단은 전체 학생 중 초등학생보다 중고등학생의 비율이 높은데 이중에서도 다문화 중고등학생이 비다문화 중고등학생보다 학교중단 비율이 더 높아 상대적으로 가장 취약하다고 할 수 있다. 다문화청소년의 학교중단에 더욱 주목해야 하는 이유는 학교중단의 문제가 단순히 청소년기의 문제로 국한되지 않고 이후의 성인기 삶까지 영향을 미치기 때문이다. 학교를 중단하는 청소년들은 사회적 낙인으로 인해 진로부적응 문제, 미래에 대한 두려움 등 다양한 어려움을 겪게 된다(고인정·김병년, 2020; 박하나·김성은·김현수, 2021). 또한 학교중단 이후 지속되는 부적응은 개인적 문제를 넘어 실업, 빈곤 등 다양한 사회적 문제로 확대될 수 있다(김영희·최보영, 2015).

학업적 성취가 다음 상급학교의 진학에 중요한 잣대가 되고 교육수준이 향후 직업과 소득수준에 영향을 미치는 사회적 구조에서 다문화청소년이라는 특정 집단의 학업중단이 유독 더욱 두드러지는 것에 대해 폭넓은 이해와 관심이 요구된다. 특히 사회적 자본은 학생들의 학교생활 경험에 중요한 영향을 주는데 다문화청소년의 학교적응은 단일한 요인에 의해서 영향을 받는 구조가 아니라 관련 요인들이 상호연관된 구조 속에서 형성되고 영향을 미치므로 학교적응 증진을 위해서는 사회적 자본과 문화변용스트레스, 가족관련요인 등을 함께 고려해야 한다(전병주, 2012). 이 중 사회적 자본은 개인이 어떤 네트워크나 집단의 구성원이 됨으로써 얻을 수 있는 자원을 의미하는 것으로서, 사회적 자본이 사회적 위험에 처한 청소년에게 사회적 위험으로부터 초래되는 부정적인 결과를 예방하거나 완화해주는 보호 또는 중재 요인으로서의 역할을 수행한다는 것에 대해서는 수많은 실증 연구들이 일관되게 보고하고 있다. 따라서 다문화청소년의 사회적 자본의 보유 여부 또는 보유 정도가 이들의 학교생활경험에 영향을 미칠 수 있을 것이라 추론해 볼 수 있다.

한편, Coleman(1988)은 사회적 자본을 관계형 구조로 정의 내리며 ‘가정 내 사회자본과 가정 외 사회자본’을 나누어 설명한다. 즉 가정 내의 사회자본은 가족 관련 요인, 부모와 자녀의 관계요인으로 구분하고 가정외 사회자본은 학교 내 사회자본과 지역사회 자본으로 구성된다고 제시하였다(Schaefer-McDaniel, 2004). 특히 일부 학자들은 청소년의 사회자본은 성인기와는 다른 청소년 고유의 사회·정서·발달 특성을 고려해야 한다고 강조하고 있다(Goodwin & Armstrong-Esther, 2004). 청소년기에 형성된 사회 자본이 청소년의 전인적 발달에 직·간접적인 영향을 미치게 되기 때문이다(이봉주·김선숙·김낭희, 2010). 또한 특히 다문화 청소년들에게 영향을 주는 사회적 자본에 대해 가족의 형태, 구성원과의 상호관계, 가정 갈등에 대처 능력, 사회적 규범의 수용, 부모의 양육태도, 사회적 지지관계 등으로 구체화하기도 한다(김영은, 2014). 따라서 학교중단위험이 상대적으로 높은 다문화청소년에게 있어서 이들이 보유하고 있는 사회적 자본이 보호요인으로 작용하고 있는지를 파악하기 위해서는 이러한 다차원적 사회적 관계망에 배태된 사회적 자본을 포괄할 필요가 있다.

더불어 다문화청소년의 학교중단위험에 대한 연구들 또한 대부분 횡단자료를 활용했기 때문에 다문화청소년의 학업중단위험이 시간의 흐름에 따라 어떠한 변화양상이 있는지를 살펴볼 필요가 있다. 또한 학교중단 다문화청소년들에게 사회적 자본이 어떤 역할을 하고 있는지에 대한 연구는 부족한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 Coleman(1988)의 사회자본 정의에 따라 가족, 학교, 지역사회 차원이라는 포괄적인 범주에서 사회적 자본을 정의하고 중학생 시기 사회자본의 초기값이 고등학생이 된 시기에 학교중단위험에 어떠한 방향으로 영향을 미치는지에 대해서 잠재성장모형을 사용하여 분석하였다.

본 연구의 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1. 학년이 증가함에 따라 다문화청소년의 학교중단위험은 어떠한 변화궤적을 보이는가?
연구문제 2. 다문화청소년의 사회적 자본은 학교중단위험의 변화궤적에 어떠한 영향을 미치는가?

Ⅱ. 이론적 배경

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구에서는 한국청소년정책연구원에서 제공하는 ‘다문화청소년 패널조사(Multicultural Adolescents Panel Study: MAPS)’의 5차년도(중2), 6차년도(중3), 7차년도(고1), 8차년도(고2)의 종단 자료를 활용하였다. 다문화청소년패널은 2011년부터 1년 단위로 조사가 진행되고 있으며, 2011년 당시 초등학교 4학년에 재학 중인 다문화 청소년과 그들의 어머니 총 1,625가구(청소년 응답자 수 1,639명)를 대상으로 표본을 추출하였다. 본 연구에서는 5차년도 조사기준 중학교 2학년 1,347명의 자료 중 8차년도 고등학교 2학년까지 주요 변인에 결측치 없이 응답한 1,182명을 최종 분석하였다. 남학생 581명(49.2%), 여학생 601명(50.8%)이며, 연구대상자의 인구사회학적 특성은 <표 1>에 제시한 바와 같다.

<표 1>

연구대상의 인구사회학적 특성 (N=1,182)

2. 측정도구

1) 학교중단위험

‘다문화청소년 패널조사(MAPS)’에서는 다문화청소년의 학교중단위험의 생활 및 태도를 측정하기 위해 이자영 외(2010)가 개발한 척도에 수록된 문항을 수정하여 사용하였다. 이 척도는 교사 및 규율에 대한 갈등, 사회활동에 대한 욕구, 무기력감 및 가정 내 갈등, 친구관계 갈등의 하위변인으로 이루어졌으나, 친구관계 갈등과 관련된 항목의 문항은 응답범주가 2점 척도로 측정범위가 상이하여(연은모·최효식, 2022; 조성희·박소영, 2020) 총 6문항을 활요하였다. 각 문항은 4점 Likert 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 다문화청소년의 학교중단위험의 생활 및 태도가 높음을 의미한다.

2) 사회적 자본

본 연구에서는 Coleman(1988)의 사회적 자본이론에 근거하여 다문화청소년의 사회적 자본을 부모, 교사, 친구 및 지역사회로 구분하여 분석하고자 하였다. 부모의 관심과 신뢰는 Hernandez(1993)의 문항을 수정·보완한 김순규(2001) 부모의 교육적 지원 및 기대 척도와 허묘연(2000)의 척도를 이경상 외(2011)가 수정한 방임적 양육태도척도를 활용하였다. 부모의 지지는 6문항, 부모의 방임은 7문항으로 각 문항은 4점 Likert 척도로 측정하였다. 방임의 문항은 역채점하여 점수가 높을수록 부모의 관심과 신뢰가 높음을 의미한다.

교사의 관심과 신뢰는 한미현(1996)의 사회적 지지 지각 척도 중 교사 지지의 6문항과 민병수(1991)의 척도를 김지경 외(2010)가 수정한 교사와의 관계 6문항을 활용하였다. 친구의 관심과 신뢰는 한미현(1996)의 사회적 지지 지각 척도 중 친구의지지 7문항과 민병수(1991)의 척도를 김지경 외(2010)가 수정한 교우관계의 4개 문항을 수정·보완하여 측정하였다. 교사의 관심과 신뢰는 4점 Likert 척도이며, 친구의 관심과 신뢰 중 친구지지는 5점 Likert 척도, 친구관계는 4점 Likert로 측정하였으며, 점수가 높을수록 교사 및 친구의 관심과 신뢰가 높음을 의미한다.

지역사회 사회적 자본은 김지경 외(2010)가 재수정한 거주지역에 대한 인식에 관한 6문항 중 신뢰도가 낮은 ‘우리 동네에서는 이웃끼리 서로 경계한다’의 한 문항을 제외하고 5문항을 활용하였다. 각 문항은 4점 Likert 척도로 측정되었으며, 점수가 높을수록 지역사회 에 대한 긍정적 인식이 높음을 의미한다. 각 변인의 문항 구성 및 신뢰도는 <표 2>에 제시한 바와 같다.

<표 2>

측정변인의 문항 구성 및 신뢰도

3) 통제변수

본 연구에서는 다문화청소년의 성별을 통제변수로 설정하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 주요 변인의 기술통계 및 상관관계

다문화청소년의 사회적 자본과 학교중단위험에 대한 측정변인의 정규성 가정을 충족하는지 알아보기 위해 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도의 기술통계를 살펴본 결과는 <표 3>에 제시하였다. 주요 변인의 왜도는 -.390∼.269로 절대값 3미만, 첨도는 -.292∼.529로 절대값 10을 넘지 않아 정규성 가정을 충족하는 것으로 나타났다(Kline, 2015).

<표 3>

주요변인의 기술통계 (N=1,182)

연구변인들 간의 상관관계 분석 결과는 <표 4>에 제시하였으며, 변인 간의 관계는 예측된 방향으로 나타났다. 변인들 간의 상관관계를 살펴본 결과, 다문화청소년의 학교중단위험은 부모(-.345<r<-.176), 교사(-.234<r<-.112), 친구(-.176<r<-.119), 지역(-.180<r<-.104)과 유의한 부적상관이 나타났다.

<표 4>

주요 변인의 상관관계 (N=1,182)

2. 학교중단위험의 변화궤적 분석

학교중단위험의 종단적 변화양상을 살펴보기 위하여 잠재성장모형을 설정하여 검증한 결과는 <표 5>에 제시하였다. 각 변인의 평균으로는 대략적인 변화 경향성만을 확인할 수 있어, 변화양상을 잘 표현하는 모형을 선택하기 위해 모형의 적합도를 검증하고, 변인의 무변화모형과 선형변화모형의 적합도 지수를 비교하였다. 다문화청소년의 학교중단위험 무변화모형과 선형모형의 적합도를 비교한 결과, χ²/df=21.240/5, TLI=.979, CFI=.983, RMSEA=.052로 적합도가 향상되어 선형변화모형이 보다 적합한 것으로 확인되어 선형변화모형을 채택하였다.

<표 5>

변화모형 적합도

선형변화모형에 따른 학교중단위험의 변화양상을 확인하기 위해 초기값과 변화율을 추정하였으며, 그 결과는 <표 6>에 제시하였다. 다문화청소년의 학교중단위험 평균 초기값은 1.837(p<.001), 평균 변화율은 .194(p<.001)로 통계적으로 유의하게 나타났다. 이는 다문화청소년의 학교중단위험이 측정시점에 따라 유의미한 변화양상이 있음을 의미한다. 즉, 학년이 올라갈수록 학교중단위험은 매년 .135씩 증가하는 경향을 보였다. 다문화청소년의 학교중단위험 초기값의 분산은 .135(p<.001), 변화율의 분산은 .112(p<.001)로 통계적으로 유의하여 학교중단위험의 초기값에 유의한 개인차가 있으며, 학년이 올라가면서 학교중단위험이 증가하는 정도에서도 개인 간에 차이가 있는 것으로 나타났다. 초기값과 선형변화율의 상관은 -.347(p<.001)로 유의한 부적상관을 보여 초기 시점인 중학교 2학년에 학교중단위험이 높은 다문화청소년이 학교중단위험이 낮은 다문화청소년에 비해 정적변화 속도가 빠르게 나타났다.

<표 6>

잠재성장모형 추정치

3. 잠재성장모형

다문화청소년의 사회적 자본이 학교중단위험 변화에 미치는 영향을 검증하였으며, 결과는 <표 7>에 제시하였다. 적합도 확인 결과, χ²은 53.902(df=19, p<.01)였으며 TLI .971, CFI .984로 .90 이상, RMSEA는 .039로 .08 이하로 나타나 모형의 적합도가 검증되었다.

<표 7>

잠재성장모형의 적합도 지수

다문화청소년의 사회적 자본이 학교중단위험 변화에 이르는 경로계수를 확인하였으며, 결과는 <그림 1>과 <표 8>에 제시하였다. 사회적 자본 중 부모는 학교중단위험의 초기값에는 유의한 부적 영향(β=-.424, p<.001)을, 변화율에는 정적 영향(β=.275, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 다문화청소년이 중학교 2학년 시점에 부모의 관심과 신뢰를 높게 지각할수록 학교중단위험이 낮아지고, 부모의 관심과 신뢰를 낮게 지각하는 다문화청소년에 비해 4차년에 걸친 학교중단위험이 느리게 증가하는 것으로 나타났다. 사회적 자본 중 교사는 학교중단위험의 초기값에는 유의한 부적 영향(β=-.163, p<.01)을, 변화율에는 정적 영향(β=.141, p<.05)을 미치는 것으로 나타났다. 이는 다문화청소년이 중학교 2학년 시점에 교사의 관심과 신뢰를 높게 지각할수록 학교중단위험이 낮고, 이후 학교중단위험의 증가가 느리게 나타나는 경향을 의미한다.

<그림 1>

경로모형

<표 8>

잠재성장모형의 경로계수

반면, 사회적 자본 중 친구는 학교중단위험의 초기값에는 유의미한 영향(β=.086, p>.05)이 미치지 않았으나, 변화율에는 부적 영향(β=-.164, p<.05)을 미치는 것으로 나타났다. 사회적 자본 중 지역사회(β=-.118, p<.01)는 학교중단위험의 초기값에만 유의한 부적 영향을 미쳐 지역사회에 대한 긍정적 인식이 높을수록 다문화청소년의 학교중단위험이 낮게 나타났다. 통제변수인 성별은 학교중단위험의 초기값과 변화율에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

Ⅴ. 결론 및 논의

향후 10년 후면 한국의 전체 청년 인구의 약 3.4% 정도가 현재의 이주배경의 다문화청소년들이 차지하게 되고, 그 비중은 시간이 갈수록 증가할 것이다(통계청, 2022). 이런 상황에서 다문청소년들의 성공적인 성인기 진입을 위해 현시점에서 다문화청소년의 학교중단의 맥락을 살펴보고 사회적 자본이 학교중단에 어떤 영향을 미치는 확인하는 것은 향후 발생 가능한 사회적 갈등과 격차를 줄이고 다문화청소년들이 한국사회에서 건강한 성인으로 성장할 수 있도록 조력하는 길을 모색하는 다양한 채널로서 기능한다.

이에 본 연구는 다문화청소년이 비다문화청소년보다 학교중단을 더 많이 하는 상황 속에서 다문화청소년의 학교중단이 시간의 흐름에 따라 어떤 궤적을 보이는지, 그리고 사회적 자본이 학교중단위험에 미치는 영향을 검증하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과 및 논의는 다음과 같다.

첫째, 다문화청소년의 학교중단위험은 중학교 시기부터 고등학교 시기까지 유의미하게 증가하는 것으로 나타났다. 또한 다문화청소년의 중2 시기의 학교중단위험수준과 고2 시기까지의 변화양상에 개인차가 존재하는 것으로 확인되었다. 이는 다문화청소년의 경우 중학생부터 고등학생 시기까지 학업중단위험이 증가하는 발달궤적을 보이고 있고 중1 시기에 부모감독이 높을수록 학업중단위험이 감소하는 동시효과는 확인되지만 지연효과는 나타나지 않고 특히 중2 시기부터 부모방임이 학업중단위험을 증가시키는 지연효과가 있다는 기존의 연구결과와도 맥을 같이한다(연은모·최효식, 2022).

둘째, 사회적 자본 중 부모는 다문화청소년이 중학교 2학년 시점에 부모의 관심과 신뢰를 높게 지각할수록 학교중단위험이 느리게 증가하는 것으로 나타났다. 이는 비다문화청소년의 부모의 지지가 학교중단위험의 보호요인임을 검증한 선행연구를 지지하는 결과이다(김로라·이조경, 2016). 또한 이러한 결과는 부모의 긍정적 양육태도가 청소년의 학업열의와 정적상관이 있다는 선행연구를 뒷받침한다(모화숙·문화진, 2022). 즉 비다문화청소년과 같이 다문화청소년의 경우 역시 부모의 관심과 신뢰가 다문화청소년의 학교중단을 감소시키는 요인임을 시사한다. 본 연구결과를 통해 다문화청소년이 부모와 같이 중요한 대상으로부터 관심을 받고 이들에 대한 신뢰감이 높을 때 학교생활에 긍정적인 영향을 미쳐 학교 중단의 시도나 실행을 낮출 수 있다는 것을 확인할 수 있었다. 이는 청소년기에 사회적 관계의 폭이 확장되면서 상대적으로 부모와 상호작용하는 시간이 줄어듦에도 불구하고 여전히 부모와의 관계가 다문화청소년의 학교중단위험에 보호요소로 작용한다는 것을 나타낸다.

셋째, 사회적 자본 중 교사는 교사의 관심과 신뢰가 높을수록 다문화청소년의 학교중단위험이 낮게 나타났다. 이와 같은 결과는 교사지지가 고등학생의 지각된 학교 소속감에 영향을 미침으로써 결과적으로 학교중단에 영향을 미친다는 선행연구 결과를 지지하는 것으로 볼 수 있다(Fall & Roberts. 2012). 즉 긍정적인 학교환경은 청소년의 학교중단을 감소시키는데 기여할 수 있는데(Orpinas & Raczynski, 2016), 특히 교사와의 긍정적인 관계는 다문화 청소년이 지각하는 학교환경의 중요한 측면이라고 할 수 있다.

넷째, 사회적 자본 중 친구는 다문화청소년의 학교중단위험에 미치는 영향이 상대적으로 미미하게 나타났다. 친구의 지지가 학교중단위험에 직접적인 영향을 미치지 않고 문화적응스트레스와 우울을 순차적으로 낮추어 학교중단위험을 감소시키는 것으로 나타난 김선미(2022)의 연구와 같이, 본 연구에서도 친구의 관심과 신뢰는 학교중단위험에 유의한 직접적인 영향이 나타나지 않았다. 그러나 청소년기에 친구는 친밀감을 나누는 중요한 대상으로 친구와의 관계는 청소년의 적응과 발달에 중요한 지표가 된다. 특히 친구의 관심과 신뢰가 다문화청소년의 부정적 정서를 감소시켜 성공적인 적응에 이르게 하는 강력한 기제임으로 밝혀진바 있다(오정아·변수정, 2020; 유봉애·옥경희, 2013).

마지막으로 지역사회 사회자본인 지역사회인식은 다문화 청소년의 학교중단위험에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 지역사회 인식이 높을수록 다문화 청소년의 학교중단위험이 낮게 나타났다. 이러한 결과는 청소년이 거주지역에 대해 인식한다는 것이 자신과 가정을 넘어 지역사회에서 보다 확장된 관계를 경험하고 주변 환경에 대해 관심을 가지고 살펴본다는 것을 의미한다는 선행연구와 맥을 같이 한다(강현주·신인순, 2015). 또한 지역사회 구성원간의 친밀감과 유대관계, 지역사회와 이웃에 대한 신뢰감이 있을 때 청소년이 학교적응이 더 높다는 선행연구를 뒷받침한다(조정아, 2012; 박영숙·최효선·민소영, 2017). 본 연구 결과를 통해 다문화청소년이 자신의 거주지역에 있어 지역사회 구성원을 알고 지내고, 거주지역에 대해 안전감을 느끼는 것이 거주지역내에서 학교를 다니고 있는 다문화청소년에게 긍정적인 영향을 미쳐 학교중단의 보호요인이 될 수 있다는 점을 확인할 수 있었다. 결과적으로 지역사회에 대한 인식은 관련된 이웃이나 지역의 공동체가 우리의 안녕에 중요하다는 것을 반영하는 것이라고 할 수 있다(Chipuer, 2001).

이러한 연구결과를 통해 다음과 같이 제언을 할 수 있다.

첫째, 다문화 청소년의 학교중단위험을 낮추기 위해서는 청소년 당사자에 대한 개입과 동시에 가족에 대한 개입의 요구된다. 우리나라 다문화가족 구성의 경우 국제결혼으로 한국인 남성과 결혼이주민 여성이 부모의 역할을 하는 경우가 대다수인데 자녀 양육의 경우특히 결혼이주민 여성에게 그 역할이 집중되어있는 것이 현실이다. 결혼이주여성은 한국인으로서 적응에 상당한 노력을 들여야 하는 동시에 한국어가 익숙하지 않은 상황에서 자녀의 양육과 교육에 어려움을 겪고 있다. 이로 인해 원치 않는 방임적 양육 태도가 나타날 수 있고, 자녀 역시 성장하면서 부모와의 관계를 긍정적으로 생각하지 않는 등 거리감을 느끼기도 한다(여성가족부, 2019). 따라서 청소년의 학교중단위험을 낮추기 위해서는 현재의 다문화가족 중에서도 특히 다문화 아동 중심으로 집중되어있는 가족프로그램에서 보다 확대되고 전문성이 강화된 다문화 청소년 가족프로그램의 확충이 필요시 된다. 양육과 관련된 부모교육 역시 아동 발달단계에서 중단되지 않고 청소년의 발달단계와 발달과업에 적절한 부모교육 프로그램이 지속적으로 지원되어야 할 것이다. 또한 양육에 관심과 참여도가 낮은 아버지를 양육의 적극적인 파트너로 참여시켜 다문화청소년과의 유대감과 가족 결속력을 높일 수 있는 아버지 대상 부모교육 프로그램과 가족상담프로그램 제공이 필요하다. 더불어 다문화가족지원센터 설치 근거가 되는 다문화가족지원법 제10조는 아동·청소년 보육과 교육에 대해 명시하고 있지만 다문화청소년의 심리·정서지원을 위한 내용은 담고 있지 않고 있다. 이로 인해 현재 다문화가족지원센터에는 다문화가족의 생활지도를 돕는 방문교육지도사는 있지만 청소년상담사나 청소년지도사는 별도로 배치되어 있지 않다. 따라서 청소년 이행기에 다양한 심리내적 어려움을 겪을 수 있는 다문화청소년을 위한 특화된 상담지원서비스를 위한 제도적 정비가 요구된다.

둘째, 다문화 청소년의 학교중단위험과 관련된 사회적 자본 중 특히 가정 외 자본에 주목할 필요가 있다. 사회적 관계가 급속하게 확장되는 청소년기에 학교 및 지역사회와 같은 다양한 집단 구성원과의 관계 맺기는 다문화 청소년이 사회적 자본을 형성해 나가는 긍정적인 통로가 될 수 있다. 이를 바탕으로 다문화 청소년의 다양성이 존중되고 타자화된 시선이 아닌 공동체의 사회구성원으로서 인정받는 경험과 기회를 가지는 것이 필요하다.

여성가족부는 2020년 다문화가족 포용대책으로 다문화가족 지원 시설 종사자 및 다문화 업무 담당 공무원의 다문화 감수성을 높이기 위한 단계적 교육의 의무화를 발표한 바 있다. 또한 모든 학교에서 연간 2시간 이상 다문화 관련 교과·비교과 활동을 실시하도록 권고하였다. 다만 다문화청소년과 잦은 빈도로 만남이 이루어지는 교사를 비롯한 학교 종사자 및 지역 청소년상담복지지원센터에서 청소년상담을 주로 하는 청소년상담자 등에 대한 다문화감수성 증진을 위한 논의는 빠져있어 다문화가족 포용대책이 실제로 다문화청소년에게 도움이 될지는 의문이 드는 상황이다. 학교에서의 연간 2시간 다문화 관련 활동 역시 권고에 머물러 그 실효성의 담보가 어렵다. 따라서 성별영향평가법에 의해 성인지 예산을 편성하는 것처럼 다문화 감수성 증진을 위해서도 적극적인 법령 제정 및 정비, 예산 편성이 요구된다. 특히 다문화 청소년이 많이 거주하고 있는 지자체 중심으로 다문화 감수성을 면밀히 점검하고 문화다양성에 대한 수용도를 높일 수 있는 기회가 확대 제공되어야 한다.

셋째, 다문화 청소년의 사회적 자본이 학교중단위험의 보호요인이 될 수 있지만, 다문화 청소년의 경우 비다문화 청소년의 비해 학업적 어려움에 직면할 가능성이 더욱 높다(안혜령·이순형, 2009). 학업성취가 낮을 경우 무기력감뿐 아니라 학교 자체에 대한 흥미가 낮아질 수 있다. 따라서 지역사회를 중심으로 다문화청소년의 학습지원과 관련된 체계를 구축하고 지역사회 기관 등을 활용하여 학습컨설팅 등을 검토해 볼 필요가 있다. 또한 학업성취의 기초가 되는 한국어 문해력의 증진을 위해서 아동기에서 청소년 전환과정에 있는 다문화학생을 대상으로 하는 한국어 학습 전용 어플리케이션이나 관련 스마트기기 개발 및 보급 등과 같은 방안을 고려해 볼 수 있다.

본 연구는 다문화청소년의 학교중단위험이 중학교부터 고등학교 시기 동안 어떻게 변화하는지 확인함으로써, 다문화청소년의 중학교 시기부터 충분한 사회적자본이 투입되지 않으면 학교중단 가능성이 높아질 수 있다는 것을 확인했다는 것에 의의가 있다.

후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 다문화 청소년의 정의는 국제결혼가정자녀, 중도입국청소년, 외국인자녀 등을 모두 포함하지만, 본 연구에서 활용한 다문화 청소년 패널자료의 경우 모집단 분포에서 국제결혼가정자녀가 대다수를 차지하여 본 연구에서의 주요대상이 결과적으로는 국제결혼가정자녀라고 할 수 있다. 따라서 후속연구에서는 다문화 청소년을 더욱 세분화하여 이질적인 잠재계층에 대한 연구가 요구된다. 둘째, 사회적 자본은 단일 요인으로 구성될 수 없는 복합적 개념으로 본 연구에서는 선행연구에 기반하여 개념적 구조화를 시도하여 분석을 진행하였다. 추후 연구에서는 다문화 청소년의 사회적 자본 하위요인들을 구성하여 좀 더 구체화 된 개념적인 접근을 시도할 필요가 요구된다. 셋째, 다문화 연구의 경우 초기에는 아동에 집중되었고, 최근에는 청소년까지 그 연구대상의 범위가 확장되고는 있으나, 다문화 청소년들이 성인기로 진입하는 과정에서의 학습경험과 학교중단경험에 대한 연구는 전무한 실정이다. 후속연구에서는 후기 청소년부터 성인기 진입시기까지 확장하여 연구를 시도할 필요가 있다.

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