잠재성장모형을 적용한 청소년의 주관적 안녕감의 변화양상과 영향요인 분석

I. 서 론

주관적 안녕감은 행복감이나 삶의 만족감을 의미하는 개념이며, 자신의 삶이 가치가 있는지 그렇지 않은지를 판단하는 인지적이고 정서적인 평가의 개념이라 할 수 있다(Diener, 2000). 이러한 주관적 안녕감은 청소년에게도 인간으로서 안락한 삶을 누릴 권리가 있으며, 실제 이를 위해 고민하고 노력하기 때문에 청소년의 삶에 있어서도 그 가치가 중요하다고 할 수 있다. 앞서 언급한바와 같이 안락한 삶은 청소년에게도 중요한 가치라 할 수 있으나, 현 시점에서는 사회로부터 요구되는 수많은 과업¹⁾ 등으로 인해 원하는 삶을 누리고 있지 못하고 있는 실정이다(진은설, 2012). 최근 한국방정환재단과 연세대학교 사회발전연구소가 발표한 자료에 따르면 우리나라 어린이와 청소년의 행복감지수가 경제개발협력기구(OECD: Organization for Economic Cooperation and Development) 국가 중 가장 낮은 수준(22개국 중 최하위인 22위)임을 보고하고 있다. 또한 해당 보고서에 따르면, 고등학생 4명 중 1명은 가출 및 자살 충동을 느낀 적이 있는 것으로 보고하고 있으며, 이러한 자살 충동을 느낀다고 답한 비율은 지난해 보다 2.8% 늘어난 수치로 해마다 증가 하는 경향을 보인다고 보고한다(한국방정환재단·연세대학교 사회발전연구소, 2016). 이러한 결과의 원인으로는 경쟁위주의 학업분위기와 대입입시에 따른 학업 스트레스가 보고되고 있으며 학교폭력 등을 통한 신체적, 심리적인 어려움과 청소년들이 생활하고 있는 환경에서 일어나는 다양한 어려움들이 그 원인으로 설명되고 있다(김경미·염유식·박연민, 2013; 김태형, 2015: 박소연·이홍직, 2013; 서경현·김은경·조성현, 2012; 이현진, 2012). 이처럼 관련 연구들에서도 지적하는 바와 같이 현재 우리나라 청소년의 정신건강은 매우 다양한 원인으로 인해 위협받고 있는 상황이라 할 수 있는 것이며, 특히 청소년의 낮은 주관적 안녕감은 그 자체로서의 중요성뿐만 아니랴 청소년의 정상적인 행동 및 발달에 영향(김경미 외2013; 김영미, 2011; Qutaiba Agbria, 2014)을 미치게 되기 때문에 이에 대한 사회적 관심은 매우 필수적이라 할 수 있는 것이다.

주관적 안녕감에 대한 연구는 Wilson(1967)에 의해 시작되었으나, 본격적으로 국내에서 연구가 진행되기 시작한 것은 최근 15년여 동안 이루어졌다고 할 수 있다(허영선, 2009). 그동안 진행된 연구는 주로 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인에 대한 연구와 이를 측정하기 위한 척도 개발 및 타당화 연구가 이루어졌다고 할 수 있다. 관련 연구의 경향을 좀 더 자세히 살펴보면, 연구에서 사용된 개념은 측정 방법 및 개념화에 따라 주관적 안녕감이라는 용어와 함께 ‘안녕감’, ‘행복감’, ‘삶의 만족감’ 등의 용어를 사용하여 연구가 진행되어 온 것을 확인할 수 있으며, 주로 청소년을 대상으로 한 연구보다는 노인, 장애인 등 대상자들 위주의 연구들이 진행되어 왔음을 확인할 수 있다(방영숙·남기민, 2009; 윤명숙·이묘숙, 2012). 또한 보고하고 있는 연구결과로는 주관적 안녕감의 영향요인으로 성별(최미원, 2017), 건강(김태형, 2015; 유민상, 2016; Haase, 2004), 자기효능감(김홍순, 2010; 박영신·김의철, 2008), 자아존중감(이시연, 2019; Helen and Adrian, 2002), 스트레스(강유진, 2008), 이타성 및 낙관성(이지연·이향심, 2007; 김홍순, 2010), 자아탄력성(김연화, 2010) 등을 확인할 수 있으며, 가족관련 영향요인으로 부모의 지원, 부모자녀관계, 가족기능, 가정환경 건강성, 부모의 경제적 지위 및 가구소득, 부모와의 의사소통 방식, 부모의 양육태도(김영미, 2011; 명수정, 2011; 조은정, 2014), 부모의지지(Fateme, Narges, Fateme, Ha and Pourshafe, 2014) 등이 유의미함을 보여주고 있다. 이 외에도 사회적 요인으로 친구와의 관계(Fateme et al., 2014; Helen et al., 2002), 교사와의 관계, 이웃환경, 사회적 지지(김홍순·송민경·김청송, 2012; 백봉렬, 2012; Qutabia, 2014) 등이 있음을 보고하고 있다. 이러한 관련 연구들을 통해 우리가 확인할 수 있는 점은 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인은 개인적 측면만이 아닌 가족, 학교 및 지역사회 측면을 포함한 매우 다양한 요인에 의해서 영향 받는다는 것이다. 이에 청소년의 주관적 안녕감 연구를 진행함에 있어 단편적인 변수 간 인과관계를 살펴보기 보다는 보다 체계적이고 다차원적으로 이루어져야한다고 할 수 있는 것이다.

전설하였듯 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인은 다차원적으로 고려되는 것이 적절하며, 이를 통한 문제해결의 노력도 개인적요인 뿐만 아니라 가족요인 및 사회요인까지 다각적인 시각으로 접근해야만 효과적임을 선행연구를 통해 확인할 수 있었다. 이러한 다차원적인 접근이 중요한 이유는 청소년은 성인으로 넘어가는 단계에서 내적 및 신체적 성숙을 이뤄야하는 시기이며 이러한 과정에서 자신이 속한 가족 및 학교, 지역사회 등의 영향(김태형, 2019)을 받기 때문이다. 특히, 청소년이 맺고 있는 다양한 사회구성원과의 관계와 그 관계에서 형성되는 개인의 내적자원의 차이에 의해 주관적 안녕감의 차이도 발생할 수 있는 것이다. 이에 본 연구는 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인을 검증함에 있어 사회적 자본의 개념을 중심으로 살펴보고자 한다. 청소년의 사회적 자본(Social Capital)은 가족, 학교, 지역사회 등 개인을 둘러싸고 있는 모든 영역에서 관계를 맺고 상호교류 활동을 통해 생성되는 자원을 의미한다. 이는 사회구성원들과 공유하고 있는 가치, 신뢰, 유대감 등을 통해 축적될 수 있으며, 청소년 발달에 긍정적인 영향을 줄 수 있는 중요한 자원으로 설명된다(박주현, 2017; 서정아, 2013; 이나경, 2018). 특히, 다양한 선행연구들을 통해 사회적 자본은 개인의 삶의 질에 영향을 미치며 보건, 사회적 평등과 같은 사회적 지표들과 개인의 인적자본 형성 등에 밀접한 관계(이동원·정갑영·박준·채승병·한준, 2009)가 있음을 보고하고 있기에 본 연구의 독립변수 설정의 주요 개념으로 활용하고자 한다.

이러한 사회적 자본과 청소년의 주관적 안녕감의 연관성에 대한 연구는 최근에 관심을 받기 시작했으며, 다양한 연구결과들을 확인할 수 있다. 보고되는 결과로는, 사회적 자본이 풍부한 청소년일수록 청소년 비행 등과 같은 문제 상황 발생 비율이 낮으며, 신뢰 등과 같은 사회적 자본은 청소년의 학교생활 적응과 같은 영역에 긍정적인 요인으로 작용한다고 보고하고 있다(전경하, 2011). 또한 국외의 연구들에서는 학업, 약물 사용, 비행, 폭력, 건강행동, 학교적응과 주관적 안녕감의 관련 연구(Andrés Rodrguez-Pose, 2014, Janine and Sumantra, 2013, Danilo and Saleth, 2012)가 보고되고 있다. 더불어 지금까지 국내에서 수행된 청소년 주관적 안녕감에 대한 연구들은 최근에 종단자료를 활용한 연구들이 증가하고 있으나(이재경·조혜정, 2012; 한혜림·이지민, 2018), 횡단자료 분석에 대한 연구들이 다수를 이루고 있다고 할 수 있다(김경미 외 2013; 박소연 외, 2013; 박재연, 2014; 서경현 외, 2012; 안나영·유영달, 2013; 이현진, 2012; 조은정, 2014). 그러나 횡단연구만으로는 청소년 주관적 안녕감의 변화의 양상을 파악하고 주관적 안녕감의 주요한 영향요인이 무엇인지 파악하는 데에 한계가 있다는 점을 고려한다면, 종단 연구의 필요성이 높다고 할 수 있을 것이다. 이에 본 연구는 잠재성장모형²⁾(Latent Growth Model)을 통해 청소년 주관적 안녕감에 대한 영향요인을 분석하고자 하며, 사회적 자본 요인을 중심으로 보다 실증적으로 검증하고자 한다. 본 연구는 이를 통해 청소년 주관적 안녕감의 시간적 변화에 영향을 미치는 예측요인을 파악하고자 하며, 선제적인 대안을 마련하기 위한 시간의 흐름에 따른 변화양상을 살펴보고자 한다. 그리고 분석결과를 토대로 향후 국내 청소년 주관적 안녕감 및 정신건강 증진을 위한 다양한 임상적, 정책적 변화에 있어 보다 중요한 함의를 제시하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구에서는 우리나라 청소년의 주관적 안녕감 변화양상을 살펴보고 이에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 한국아동·청소년패널조사³⁾(KCYPS) 중1 패널 자료⁴⁾를 활용하였다. 한국아동·청소년패널조사는 중 1패널 조사는 2009년 교육부 학교통계를 표집틀로 하여 층화다단계집락표집 방식으로 총 7,071명(중1대상자 2,351명)을 선정하여 2010년부터 2015년까지 매년 추적조사를 실시하여 그 변화과정을 파악하고 있다. 중1 패널 원표본은 2,351명이다. KCYPS는 2010년에 확정된 원표본 7,071명을 대상으로 지금까지 다섯 차례에 걸쳐서 추적조사가 실시되었는데, 가장 최근에 완료된 제5차 조사에 성공한 표본이 6,184명으로서 87.5%의 원표본 유지율을 나타내고 있다. 한국아동·청소년 패널 자료 중 중 1패널에 대한 데이터 구축 현황은 전체 대상은 2,351명이며 원표본 유지율은 2차년도(2011) 97.0%, 3차년도(2012) 96.1%, 4차년도(2013) 89.7%, 5차년도(2014) 88.9%, 6차년도(2015) 87.5%의 현황을 보여주고 있다. 원표본 유지율에 대한 자료는 아래 <표 1>과 같다.

<표 1>

한국아동·청소년 패널 원표본 유지율

또한 한국아동·청소년패널조사(KCYPS)의 조사문항⁵⁾은 크게 개인발달, 발달환경, 배경변인 등으로 구성되어 있으며, 구체적인 조사문항에 대한 내용은 아래 <표 2>와 같다.

<표 2>

한국아동·청소년패널조사 조사문항

본 연구에서는 삶의 만족도에 대한 조사가 이루어지지 않은 2차년도 자료를 제외한 1차 년도(2010년)부터 6차년도(2015년)의 자료를 분석에 활용하였다. 한국아동·청소년패널조(KCYPS)는 비교적 최신의 청소년 관련 특성을 파악할 수 있으며 잠재성장 모형을 구현할 수 있도록 충분한 시점으로 조사되었기에 본 연구의 자료로 활용하고자 한다. 또한 전국단위를 대상으로 하고 있어 일반화하기 용이하며 다양한 변수를 조사에 포함하고 있기에 변수간의 관계를 파악하기에도 용이한 자료라 평가되어 분석 자료로 활용하고자 한다.

2. 연구모형

본 연구의 모형은 사회적 관계와 건강 모델(A Model of the link between Social relations and Health)을 중심으로 변수를 구성하여 분석하고자 한다. 위 모델은 사회적 자본과 건강 사이의 잠재적 연계에 대한 연구를 위한 개략적인 프레임워크를 제공한다. 특히 미시적 영역(성별, 사회경제적 지위)과 사회적 자본(다양한 유형의 지역사회 네트워크와 관계)은 심리사회적 요인(다양한 수준의 사회지원, 인지된 자기효율성 및 상대적 박탈감)에 영향을 미치며 이러한 영향은 결과적으로 개인 및 집단의 건강 수준(신체적, 주관적 안녕감)을 높이거나 낮추는 방식으로 나타난다고 설명한다(Campbelle, Wood, and Kelly, 1999). 이에 본 연구는 위 모델을 중심으로 연구모형을 설정하여 청소년의 행복감과 사회적 자본과의 관계를 분석하고자 한다. 연구모형에 대한 자세한 내용은 아래 <그림 1>에 제시한다.

<그림 1>

연구 모형

3. 조작적 정의 및 측정도구

1) 종속변수

청소년의 주관적 안녕감을 분석하기 위해 한국아동·청소년패널조사(KCYPS)의 ‘삶의 만족도’ 문항을 사용하여 분석하였다. ‘삶의 만족’도 문항은 김신영 외(2006)의 척도를 사용한 것으로, 각 문항의 점수를 합산하여 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다. 삶의 만족도 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 1차년도 .82, 3차년도 .82, 4차년도 .81, 5차년도 .78, 6차년도 .816로 나타났다. 구체적인 문항은 아래 <표 3>과 같다.

<표 3>

주관적 안녕감 문항

2) 독립변수

본 연구의 독립변수인 청소년의 사회적 자본은 신뢰 및 규범 요인, 네트워크 요인으로 구성하여 측정한다. 신뢰 및 규범요인에 해당하는 변수로는 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식이 이다. 또한 네트워크에 해당하는 변수는 교외 동아리 활동 참여 여부와 교내 동아리 활동 참여 여부로 측정하고자 한다.

부모관계는 부모의 양육태도 문항을 사용한다. 본 문항은 허묘연(1999)이 제작한 부모 양육태도 검사 문항 43문항으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 감독(3문항), 애정(4문항), 일관성(3문항), 합리적 설명(3문항)의 총 13문항을 활용하였다. 점수가 높을수록 부모와의 관계가 긍정적임을 의미한다. 부모 관계 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .834로 나타났다.

또래관계는 Armsden과 Greenberg(1987)의 애착척도(IPPA)를 번안·수정한 김지연(1995), 황미경(2010)의 문항을 활용하여 구성한다. 총 25문항 중 하위영역별로 중복되는 문항을 제외하고 각 하위영역 당 3개씩 총 9문항으로 구성하여 사용하였다(한국청소년정책연구원, 2016). 점수가 높을수록 또래에 대한 태도와 관계가 좋음을 의미하고, 점수가 낮을수록 또래에 대한 태도와 관계가 부정적임을 의미한다. 또래 관계 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .816로 나타났다.

교사관계는 문선모(1977), 이상필(1990)의 척도를 참고하여 민병수(1991)가 제작한 학교생활 적응 척도를 수정·보완하여 사용하였다. 학교적응 문항 중 교사관계를 묻는 5문항을 분석에 사용하였다. 본 문항은 역코딩하여 점수가 높을수록 교사관계가 좋은 것으로 분석하였다. 교사 관계 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .827로 나타났다.

공동체의식 변수는 한국아동·청소년패널조사(KCYPS)의 ‘공동체의식’ 문항을 사용하여 분석하였다. 권혜원(2004)의 민주시민 의식 조사문항을 수정·보완하여 사용하였다. 공동체의식은 총 4문항으로 구성되어 있다. 공동체의식 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .732로 나타났다.

동아리 활동은 교내 동아리 활동과 교·외 동아리 활동의 연간 참여경험 유무를 물어보는 것으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 교내 동아리 활동 참여 여부(참여=1, 미참여=0), 교외 동아리 활동 참여(참여=1, 미참여=0)로 구분하여 분석에 활용하였다.

<표 4>

독립변수 문항

3) 통제변수

성별 변수는 여자=0, 남자=1으로 더미화 하여 분석에 활용하였으며, 건강 수준은 청소년의 건강 상태를 물어보는 문항으로 자신의 건강 상태에 대한 주관적인 평가를 의미하는 문항이다. 1문항으로 구성되어 있으며, 역코딩 하여 점수가 높을수록 건강한 것을 의미한다. 또한 가구소득은 연간 가구소득 변수를 사용하여 분석하였다. 가구소득은 연소득을 의미하며 만원단위로 측정되었다. 분석에서는 소득을 로그로 변환하여 사용하였다. 마지막으로 자아탄력성 문항은 총 14문항으로 구성되어 있으며, 자아존중감 척도는 Rogenberg(1965)의 자아존중감 척도를 번안한 고려대학교 부설 행동과학연구소(2000)의 10문항을 사용하였다. 자아존중감 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .839로 나타났다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계 및 상관분석

주요 변수들의 기술통계 및 상관관계 분석에 대한 결과는 아래 <표5>와 같다. 분석결과, 청소년의 주관적 안녕감 수준은 다소 증가했다가 감소하는 것으로 나타났다. 상관관계 분석 결과, 사회적 자본의 신뢰 및 규범 요인과 네트워크에 해당하는 요인들은 삶의 만족감과 대부분 정적인 관계를 보이는 것으로 분석되었다. 또래관계에 대하 만족감은 교외 동아리 참여 여부와 부적인 관계를 보이는 것으로 확인되었다.

<표 5>

상관관계 분석 및 기술통계

2. 주관적 안녕감 변화 형태

주관적 안녕감의 변화양상의 최적화된 모형을 확인하기 위해서 무조건적 모델에서 무변화 모형, 선형 모형, 2차 함수 모형의 적합도를 비교하였다. 주관적 안녕감 변수는 총 5개 년도에 걸쳐 조사되었기 때문에 2차 함수 모형⁷⁾의 적합도를 확인할 수 있다. 무변화 모형은 각 시점에서 측정한 변수가 시간에 따라 변화하지 않는다고 가정한 모형으로 초기값의 평균과 분산만 추정한다. 초기값만 1로 고정하여 있고, 변화율은 설정하지 않은 것으로 3년간의 변화가 유의미하지 않음을 가정한다. 선형 모형은 잠재성장 모형의 가장 기본적인 모형으로 초기치와 변화율 2개의 잠재요인이 있는 것으로서, 잠재요인의 초기치(incept) 요인계수를 모두 1로 고정한다. 변화율(slope)은 기울기를 의미하며, 요인계수를 0, 1, 2로 고정하여 모델을 설정한다. 2차 함수 모형은 비선형 모델(nonlinear model) 중 변화율이 대표적인 2차 함수 인 경우로 경로계수를 0, 1, 4, 9 등으로 고정한다. 이는 복잡한 성장모델을 가정하기 때문에 1차 항의 제곱값(0², 1², 2²)을 계수로 지정한다.

청소년 주관적 안녕감의 모형 적합도를 분석한 결과를 살펴보면, 선형 모형과 2차 함수 모형의 적합도가 좋은 수준으로 나타났으나, 선형 모형의 적합도 중 TLI, RMSEA 값이 2참 함수 모형의 적합도 보다 좋은 것으로 나타났다. 이에 본 연구는 연구모형의 해석과 설명에 있어 선형 모형이 보다 적합할 것으로 판단하여 잠재성장 모형의 선형모형을 중심으로 분석하고자 한다. 구체적인 적합도는 아래 <표 6>와 같다.

<표 6>

전체 청소년 주관적 안녕감 무조건적 모델 적합도 비교

청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 사회적 자본의 효과성을 분석하기 전 먼저 주관적 안녕감의 변화율이 개인 간에 차이가 있는지를 확인해야 한다. 먼저, 주관적 안녕감 변화양상의 선형 모형에서 초기값과 변화율을 살펴보도록 하겠다. 초기값과 변화율의 변량이 유의한 것으로 분석되면 이후 조건적 모델을 통해 사회적 자본의 영향요인을 검증할 수 있다. 청소년 전체의 주관적 안녕감의 변화양상의 선형 모형 분석 결과, 초기값은 2.817이었으며 시간의 변화에 따라 평균 .009의 기울기로 증가하는 것으로 나타났다. 또한 주관적 안녕감 수준은 초기값과 변화율에 있어 개인 간 차이가 유의하였다. 주관적 안녕감 수준은 2.817점을 중심으로 개인 마다 다양한 분포를 가지며, 시간이 변화함에 따라 그 수준의 변화의 기울기가 개인마다 다양한 양상을 보이는 것으로 나타났다. 주관적 안녕감의 초기값과 변화율 간의 상관관계는 부적인 관계로 나타났으나 유의하지는 않은 것으로 분석되었다. 전체 청소년 집단의 주관적 안녕감의 변화양상에 대한 분석결과는 아래 <표 7>에 제시하며, 전체 변화궤적은 [그림 2]와 같다.

<표 7>

전체 청소년의 주관적 안녕감 변화양상의 무조건적 모델 추정치

<그림 2>

청소년 주관적 안녕감 변화양상

3. 주관적 안녕감 영향요인 분석

앞에서의 분석결과에 따라 최종으로 선택한 1차 함수 모형을 설명하기 위해 변수를 투입하여 연구 모형을 분석하였다. 본 연구모형의 적합도는 아래 <표8>에 제시하였다. 모형 적합도는 RMSEA가 양호한 수준으로 나타났으며 CFI, NFI, TLI의 적합도 기준을 충족한 것으로 분석되었다(홍세희, 2017).

<표 8>

청소년 전체 집단의 주관적 안녕감 변화양상 영향요인 모형적합도

먼저 통제변수의 주관적 안녕감에 대한 영향을 살펴보도록 하겠다. 통제변수로는 성별, 가구 소득, 건강수준, 성적만족도, 자아존중감을 설정하였다. 자세한 분석결과는 아래 <표 9>를 통해 제시하고자 한다. 분석결과는 초기값에 대한 결과와 변화율에 대한 결과로 나누어 살펴보고자 한다. 먼저, 청소년 주관적 안녕감의 초기값에 영향을 미치는 요인을 살펴보면, 성별, 건강, 성적 만족도, 가구소득, 자아존중감이 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 남자일수록, 건강하다고 인식할수록, 성적에 대한 만족도가 높을수록, 가구소득이 높을수록, 자아존중감이 높을수록 주관적 행복감의 초기치가 높음을 의미한다.

<표 9>

통제변수에 따른 주관적 안녕감 변화양상 영향요인

또한 주관적 안녕감의 변화율에 미치는 영향을 살펴보면, 성별, 주관적 건강, 가구소득, 자아존중감이 유의미한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 남자일수록, 건상상태가 좋다고 느낄수록, 자아존중감 수준이 높을수록 행복감의 증가가 더디게 이루어짐을 의미하며, 가구소득은 그 수준이 높을수록 행복감의 증가가 가파른 것으로 분석되었다. 특히 자아존중감은 그 수준이 높을수록 행복감의 수준의 증가가 더디게 분석되었는데, 이는 삶의 목표 및 자아존중감이 높은 청소년일수록 생활하면서 실패를 경험하게 되면 오히려 위축되고 삶의 만족도가 떨어진다는 선행 연구로 지지될 수 있을 것이다(보건사회연구원, 2018). 반면, 성적만족도는 행복감의 변화율에는 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

다음으로는 독립변수를 중심으로 주관적 안녕감에 대한 영향력을 살펴보도록 하겠다. 독립변수의 결과도 초기값에 대한 결과와 변화율에 대한 결과로 나누어 살펴보고자 한다. 먼저, 청소년 주관적 안녕감의 초기값에 영향을 미치는 요인을 살펴보면, 사회적 자본의 신뢰 및 규범요인의 변수로 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식이 청소년의 주관적 안녕감 초기치에 유의미한 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 이는 부모관계가 좋을수록, 또래관계가 좋을수록, 교사관계가 좋을수록, 공동체의식이 높을수록 주관적 안녕감의 초기치가 높음을 의미한다. 반면, 사회적 자본의 네트워크 요인인 교내 동아리 참여 여부와 교외 동아리 참여 여부는 유의미하지 않은 것으로 확인되었다.

마지막으로 주관적 안녕감의 변화율에 대한 독립변수인 사회적 자본의 영향력을 살펴보도록 하겠다. 첫 번째로 사회적 자본의 신뢰 및 규범요인 변수에서는 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식이 주관적 안녕감의 변화율에 유의미한 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 그러나 영향력의 계수는 음수로 확인되었는데, 이는 부모관계가 좋을수록, 또래관계가 좋을수록, 교사관계가 좋을수록, 공동체의식 수준이 높을수록 주관적 안녕감의 증가폭이 작다는 것을 의미한다. 그러나 이와 같이 주관적 안녕감의 변화율에 음수의 계수값이 나왔다고 해서 독립변수들이 부정적인 영향을 미친다고는 해석될 수는 없다. 이는 종단자료 연구에서 종종 나타나는 현상으로(Bray, Adams, Getz and McQueen, 2003; 정윤화·봉초운·홍세희, 2018 재인용), 부모, 또래, 교사 관계가 좋고 공동체의식 수준이 높은 학생들은 초기의 주관적 안녕감 수준이 높아 상대적으로 이후 주관적 안녕감의 증가 수준이 작아지기 때문이라 볼 수 있는 것이다. 더불어 사회적 자본의 네트워크 요인인 교내 동아리와 교외 동아리 참여 여부는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 분석되었다. 본 연구 모형의 결과는 <표10>과 <그림 3>에 구체적으로 제시하고자 한다.

<표 10>

통제변수에 따른 주관적 안녕감 변화양상 영향요인

<그림 3>

연구결과* 각 변수들의 표준화계수는 그림의 복잡성으로 인해, 아래 개별적으로 표기함.* 초기치: 성별: .154***, 건강: .127***, 가구소득: .054***, 성적: .100***, 자아존중감: .568***, 부모관계: .176***, 또래관계: .149***, 교사관계: .086***, 공동체의식: .013**** 변화율: 성별: -.019*, 건강: -.055***, 가구소득: .019*, 자아존중감: -.457***, 부모관계: -.153***, 또래관계: -.048***, 교사관계: -.098***, 공동체의식:-.023*

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 청소년의 주관적 안녕감이 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화하는지 살펴보고 청소년 주관적 안녕감의 변화에 영향을 미치는 사회적 자본 요인의 효과성을 분석하였다. 이에 연구의 분석결과를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 청소년의 주관적 안녕감 수준은 시간의 흐름에 따라 증가하는 것으로 나타났다. 주관적 안녕감은 시간이 1년(1시차 시) 증가할 때마다 0.009의 기울기로 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 청소년기에는 시간이 지나면서 주관적 안녕감이 감소한다는 선행연구(Adrian et al., 2011; 김소영·윤기봉, 2016; 장유진 외, 2017)와는 상이한 경과라 할 수 있으나, 연령에 따른 주관적 안녕감의 변화양상은 일반적인 가정과 달리 경험적 연구에서 매우 다양한 형태로 보고된다는 연구를 지지하는 것이라 할 수 있다(권석만, 2015).

둘째, 청소년의 주관적 안녕감의 초기값에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 통제변수로 성별, 건강수준, 성적만족도, 가구소득, 자아존중감을 투입하였으며, 사회적 자본 요인으로 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식, 교·내외 동아리 참여를 분석에 활용하였다. 그 결과, 남자 집단일수록, 건강하다고 인지할수록, 성적 만족도 수준이 높을수록, 가구소득이 높을수록, 자아존중감 수준이 높을수록 초기 주관적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 또한 부모와의 관계가 좋을수록, 또래와의 관계가 좋을수록, 교사와 관계가 좋다고 인지할수록, 공동체의식 수준이 높을수록 초기 주관적 안녕감 수준이 높은 것으로 확인되었다. 이는 선행연구들에서 보고하고 있는 성적 및 학업성취(이재경 외, 2012; 박소연 외, 2013), 자아존중감(Helen et al., 2002), 부모, 또래 및 교사 관계(유민상, 2016; Helen et al., 2002; Fateme et al., 2014) 등과 일치하는 것이라 할 수 있다.

셋째, 주관적 안녕감의 변화율에 영향을 미치는 요인을 살펴보았다. 분석결과로, 성별, 가구소득, 건강, 자아존중감, 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식이 청소년의 주관적 안녕감 변화율에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 가구소득이 높을수록 주관적 안녕감이 가파르게 증가함을 의미한다. 반면 건강, 자아존중감, 부모관계, 또래관계, 교사관계, 공동체의식은 그 수준이 높을수록 주관적 안녕감의 증가 폭이 완만한 것으로 분석되었다. 이는 각 변수들이 주관적 안녕감의 초기치에 미치는 효과가 높아 상대적으로 주관적 안녕감의 변화폭이 줄어들기 때문이며, 위의 결과가 주관적 안녕감에 부정적인 영향을 미친다고 해석될 수는 없는 것이다(Bray et al., 2003; 정윤화 외, 2018 재인용). 또한 본 연구의 주관적 안녕감의 변화양상이 기존의 연구와 상이한 결과를 나타내는 이유로는 변화양상을 선형모형으로 가정하여 분석하고 있다는 점에서 기존 연구의 해석과 차이가 날 수 있다. 실제로 선행연구들에서는 분할함수 모형(손수경·이현정·홍세희, 2017) 또는 2차 함수 모형(김소영 외, 2016)을 통해 분석하기도 하나, 본 연구와 같이 한혜림과 외(2018)의 연구에서는 Alderfer의 ERG 이론을 중심으로 청소년의 행복감을 설명하면서 그 변화의 양상이 선형모형이 적합함을 설명하고 있다. 이는 연구에서 활용한 패널 자료의 특성으로 인해 다양한 추정과 해석이 가능함을 의미한다고 할 수 있을 것이다.

이러한 연구결과를 바탕으로 한 정책적·실천적 함의는 다음과 같다. 첫째, 실천현장에서는 청소년의 주관적 안녕감을 향상시키기 위한 개입 전략 마련 시 부모 및 또래 관계의 중요성을 인지하여 우선적으로 고려해야 할 것이다. 이는 청소년기에는 또래와의 관계를 통해서 신체적, 인지적, 정서적 성장을 이루며 긍정적인 심리적 건강을 형성하기 때문이다(권석만, 2015). 특히 구체적으로 학교환경의 복지·상담 전문 인력을 보다 적극적으로 활용하여 청소년의 긍정적인 또래관계 형성을 위해 전문적인 프로그램과 상담을 진행해야 할 것이며, 기존의 교사 인력을 통해 또래관계 형성 및 유지, 갈등 해결 등에 대한 다양한 교육 프로그램을 시행할 수 있도록 지원되어야 할 것이다. 둘째, 청소년의 주관적 안녕감 향상을 위해 남녀 차이와 발달 단계를 고려하여 심리사회적 상담 및 사회복지 프로그램이 개발·강화되어야 할 것이다. 특히 여자 청소년은 남학생보다 호르몬 변화로 인한 심리적 상태가 불안정하고, 사춘기에 더 빨리 진입하며, 긍정적 사건 또는 부정적 사건에 남학생 보다 더 민감하게 반응하는 특성을 가지기 때문에 이를 반영한 실천적 개입이 필요할 것이다. 이에 청소년의 전환기적 특성과 더불어 남녀 학생의 특성 차이 등이 고려된 노력들이 이루어져야 할 것이다. 셋째, 청소년의 자아존중감과 같은 심리적, 인지적 측면에 대한 실천적 지원이 필요하다. 청소년은 개인마다 형성되는 자아존중감을 통해 자신의 삶에 대해 끊임없이 고민하며 동일한 환경 변화에도 다른 시각으로 세상을 바라보게 된다. 이러한 과정에서 청소년의 자아존중감은 긍정적인 발달을 이루게 하며 자신과 사회를 바라보는 시각이 보다 긍정적으로 되게 함으로써 청소년의 주관적 안녕감을 높인다고 할 수 있다. 이를 위해 청소년의 주관적 안녕감 증진 개입 전략 수립 시 실천현장에서는 청소년의 자아존중감 증진을 위해 그들의 환경에서 자아를 발견하고 올바른 자아를 형성할 수 있도록 관련 프로그램을 적극적으로 개발해야 할 것이다.

다음으로 본 연구의 한계 및 제한점을 정리해 보면 다음과 같다. 첫째, 한국아동·청소년패널조사(KCYPS) 1차년도(2010)부터 6차년도(2016)까지의 자료를 분석함에 있어, 2차 자료 내에 존재하는 요인에 국한하여 분석함으로서 선행연구의 주장을 충분히 반영하지 못했다는 한계를 가진다. 우선 본 연구에서는 주관적 안녕감을 ‘삶의 만족도’ 3문항을 통해 분석하였으나, 선행연구들에서는 주관적 안녕감을 다차원적으로 구성하거나 삶의 영역별로 구분하여 활용하는 연구들도 다수 존재한다. 이에 주관적 안녕감 측정에 있어 보다 다양한 측면을 반영하는 신뢰도·타당도가 확보된 측정도구를 활용하여 연구가 이루어져야 할 것이다. 둘째, 사회적 자본의 개념을 측정하는데 있어서도 선행연구의 개념을 충분히 반영하지 못했다는 한계를 가지고 있다. 특히 사회적 자본 중 또래관계 변수의 경우, 또래관계의 유형을 가장 친한 친구, 일반적인 전체 반 친구, 이성 친구 등으로 다양한 측면을 고려할 수 있을 것이며, 이러한 다양한 측면을 함께 반영하고 있지 못한 것은 본 연구가 가진 한계라 할 수 있다. 셋째, 본 연구는 청소년의 주관적 안녕감의 영향요인을 검증하면서 잠재성장모형을 활용하고 있다. 하지만 독립변수로 설정한 변수들 중에는 시간 의존적 변수들이 있음에도 이를 시간 독립적 변수로 가정하고 분석하였다. 청소년의 신체적, 심리적, 정서적, 사회적인 변화는 시간의 변화에 따라 변화할 수 있는 만큼 독립변수들 또한 이를 반영하여 분석해야했다. 따라서 후속 연구에서는 독립변수를 시간 의존적 변수로 설정하여 분석할 필요가 있다.

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