서 론

청소년기는 자아정체성 확립, 학업 및 진로 탐색, 대인관계 형성과 같은 다양한 발달과업을 수행하는 중요한 시기이다. 이 시기에 청소년이 가장 많은 시간을 보내는 학교는 단순한 교육 공간을 넘어 심리ㆍ사회적 안정을 제공하는 핵심 생활환경으로 기능한다. 학교는 공동생활의 규범을 학습하고, 또래 및 교사와의 상호작용을 통해 사회성을 키우며 인적자본을 형성하는 공간이다[1].

청소년은 학교 내에서 다양한 역할 수행과 경험을 통해 자아정체성을 형성하며, 이러한 학교적응은 청소년의 삶의 질과 밀접한 연관을 가진다[2]. 일반적으로 학교적응은 학교생활에 대한 흥미, 학업 수행, 학교 규범의 준수, 그리고 교사 및 또래와의 긍정적인 관계 형성을 포함하는 개념으로 정의된다[3]. 청소년은 학교적응을 통해 긍정적인 인간관계를 형성하고 학습활동에 능동적으로 참여하며, 학교 공동체의 일원으로서 소속감을 경험한다. 이는 궁극적으로 바람직한 사회 구성원으로의 성장과 성숙, 발달로 이어진다. 따라서 청소년은 전인적 성장을 위해 학교적응을 이 시기 핵심적인 과업으로 수행한다.

그러나 모든 청소년이 학교생활에 성공적으로 적응하는 것은 아니다. 일부 청소년은 개인적 특성, 가정환경, 학교 문화 등의 다양한 요인으로 인해 학교 규범에 적절히 적응하지 못하고, 교우 및 교사와의 관계를 형성하는 데 어려움을 겪으며, 학업에도 전념하지 못하는 채 부적응 상태로 학교생활을 이어간다[1]. 이와 같은 학교부적응은 청소년이 학교생활 전반에서 균형 있고 조화로운 상태를 유지하지 못하는 것을 의미한다[4]. 학교부적응은 구체적으로 친구 관계, 교사 관계, 학교 수업 참여, 학교 규칙 수용이라는 네 가지 하위 요인으로 구성되며[5], 이러한 요인들의 수준에 높고 낮음은 청소년이 학교 사회의 규범이나 대인관계, 학업 요구에 적절히 대응하지 못하는 상태를 반영한다. 학교부적응은 단지 일시적인 어려움으로 경험하지 않고, 청소년의 정신건강 문제[6], 학업중단 위험[7], 비행 행동뿐 아니라 자해 행동과 같은 극단적인 대응으로 나타나기도 한다[8]. 이러한 점에서 학교부적응은 정서적, 행동적, 사회적 측면에서 광범위한 문제를 수반하는 다차원적인 위험요인으로 간주된다[9].

최근 국내외 연구에서 학교부적응은 청소년의 자해 행동, 특히 비자살적 자해와 유의한 관련이 있는 것으로 확인된다[10,11]. 자해는 청소년기 정신건강 문제 중 가장 우려되는 행동 중 하나로 자기를 파괴하려는 내적인 동기를 바탕으로 의도적인 신체 손상 행위로 정의된다[12]. 자살적 자해는 삶을 종결하고자 하는 의도가 동반된 행동이며, 비자살적 자해는 죽음의 의도 없이 심리적 고통을 일시적으로 해소하려는 자해 행동이다[13]. 국내 청소년을 대상으로 한 조사에서는 자해 경험 비율이 20%에서 30%를 상회하며[14,15], 특성화고 남학생의 경우 최근 1년 내 자해 경험이 64.9%에 이른다는 보고도 있다[16]. 이러한 결과는 청소년의 자해 행동이 매우 보편적이고 심각한 사회적 문제로 대두되고 있음을 시사한다. 특히, 비자살적 자해는 학교부적응의 심리 상태에 대한 정서 조절 수단으로 자살적 자해보다 높은 비율로 나타난다[10,17]. 이에 본 연구는 비자살적 자해에 초점을 두고 청소년의 학교부적응에 따른 반응으로 비자살적 자해에 대한 대안을 마련하고자 한다.

청소년의 자해 행동은 생물학적, 심리적, 사회적, 환경적 요인을 비롯한 복합적인 위험 요인들과 관련되어 있으며[8], 학교에서의 지속적인 부정적 경험은 정서적 고통을 심화시키는 주요 요인 중 하나이다. 일반긴장이론[18]은 목표 좌절 및 부정적 대인관계가 스트레스를 유발하며, 이러한 경험이 문제행동으로 이어질 수 있음을 설명하는 이론으로 청소년의 학교부적응과 자해의 관계를 설명한다. 청소년이 학교 내에서 경험하는 또래와의 갈등, 학업 실패 등 부정적 자극은 정서적 긴장을 유발하며, 불안과 같은 부적응적 정서반응을 초래하고 결국 비자살적 자해와 같은 탈출 행동으로 연결되는 것이다. 실제 선행연구에서는 학교에서의 긴장감, 낮은 수용 경험, 과도한 비교와 같은 부정적 상호작용이 청소년의 불안을 유발하며, 불안은 학업 수행, 대인관계, 자기조절 능력에 전반적으로 부정적 영향을 미치고, 비자살적 자해 행동을 촉진하는 요인으로 확인된 바 있다[19]. 국내 연구에서도 불안은 청소년 자해 행동의 심리적 위험요인으로 확인되었고 자해집단은 비자해집단에 비해 불안 수준이 높은 것으로 나타났다[20]. 특히, 김영화와 최진아[21]는 자해 경험이 있는 청소년일수록 불안수준이 비자해집단에 비해 높다는 점을 확인하였고 불안이 자해에 미치는 영향을 강조한 바 있다. 이에 본 연구는 불안이 학교부적응이라는 긴장경험과 비자살적 자해 행동 사이에서 매개요인으로 기능한다는 점에 주목하고자 한다.

또한, 청소년의 학교부적응과 비자살적 자해 행동의 관계를 이해하는 데 있어 취약성-스트레스 모형[22,23]은 개인의 내재적 취약성과 외부 스트레스가 상호작용할 때 병리적 행동이 발현된다고 설명한다. 이는 청소년의 학교 부적응이라는 만성적 스트레스 상황이 불안과 같은 심리적 취약성을 야기하고, 이러한 영향을 보호 또는 강화하는 요인이 있을 수 있음을 예측할 수 있다. 특히, 청소년의 심리적 취약성은 가족환경에 따라 다르게 나타날 수 있다. 한부모가정은 정서적, 경제적, 사회적 자원이 제한되어 있는 경우가 많아 청소년의 학교부적응 경험이 불안으로 연결되고, 궁극적으로 비자살적 자해 행동으로 이어질 가능성이 있다[2,24]. 이와 관련하여 한부모가정의 청소년 자녀는 양부모가정 자녀에 비해 정서적 문제에서 더 큰 취약성을 보인다는 연구도 있다[25]. 즉, 동일한 학교부적응 수준이라 하더라도 한부모가정의 청소년은 환경적 취약함으로 불안의 수준이 더 높고 비자살적 자해에 이르게 될 가능성이 더 클 수 있다.

이와 관련하여 이래혁[10]의 연구에서는 청소년의 일상생활 스트레스가 불안을 야기할 때, 이러한 영향이 양부모 가정에 비해 한부모가정 청소년에게서 더 두드러진다는 것을 확인하였다. 즉, 한부모가정 여부는 학교부적응이 불안에 미치는 영향에 대해 조절효과를 가질 것으로 예측해 볼 수 있다. 이에 본 연구는 학교부적응이 불안을 매개로 자해에 이르는 경로에서 취약성-스트레스 모형에 기반하여 촉발요인인 학교부적응과 매개요인인 불안 사이에서 한부모가정 여부의 조절효과를 검토하고자 한다.

이상의 논의를 토대로 본 연구는 학교부적응과 비자살적 자해 사이의 연관성에서 불안이 매개역할을 수행하며, 이러한 매개경로가 한부모가정 여부에 따라 차별적으로 작동할 가능성을 실증적으로 검토하고자 한다. 특히 비자살적 자해에 대한 심리ㆍ사회적 메커니즘을 이해함으로써 자살로의 이행을 예방하고 청소년의 심리적 고통에 대한 구조적 지원에 대한 함의를 제시하고자 한다. 이상의 논의를 종합하여 본 연구는 Fig. 1과 같이 개념적 연구모형을 상정하고, 연구모형이 내포하는 구체적인 연구문제를 다음과 같이 제시한다.

<연구문제 1> 청소년의 학교부적응은 비자살적 자해에 영향을 미치는가?

<연구문제 2> 청소년의 불안은 학교부적응이 비자살적 자해에 미치는 영향을 매개하는가?

<연구문제 3> 청소년의 학교부적응이 불안을 통해 비자살적 자해에 이르는 매개경로에서, 한부모가족 여부는 이 관계를 조절하는가?

연구방법

1. 연구대상

본 연구는 2차 자료 분석을 위해 청소년정책연구원에서 구축한 10대 청소년 정신건강 실태조사의 원자료를 사용하였다. 해당 실태조사는 2021년에 전국에서 표집된 대표성 있는 10대 청소년 표본을 활용하여 정신건강 실태, 정신건강에 대한 위험 및 보호 요인, 정신건강 관련 서비스의 사용 경험 등을 파악하여 정책 구상의 자료를 제공하려는 목적으로 수행되었다[26]. 해당 실태조사의 원 표본에는 초등학교 4학년에서 6학년, 중학생, 고등학생이 전국에서 확률표집 방법으로 포함되었고, 임의표집 방법에 의해 전국에서 모집된 학교 밖 청소년도 포함되었다.

본 연구는 청소년의 학교부적응에 대해 연구하므로 먼저 원 표본 6,689명에서 학교 밖 청소년 752명을 제외하였다. 또한 본 연구는 한부모가족과 양부모가족을 비교하므로 가족과 함께 살고 있지 않은 187명을 제외하였다. 더해서 본 연구는 청소년기의 중학생과 고등학생을 대상으로 하기 위해 초등학생 2,000명을 제외하였다. 최종 분석 표본은 3,794명의 청소년으로 구성되었다. 본 연구에서 활용한 10대 청소년 정신건강 실태조사는 한국청소년 정책연구원의 연구윤리심의위원회로부터 연구 내용 및 방법에 대한 심의를 통과한 후 수행되었다(IRB No. 202106-HR-고유-009).

2. 측정도구

1) 독립변수: 학교부적응

학교부적응을 측정하기 위해 Choi 등[27]의 연구에서 활용되었던 12개의 문항을 사용하였다. 해당 척도는 수업 시간에 배운 내용을 잘 정리하는 정도와 같은 학교 수업 관련 3문항, 마음을 터놓고 이야기할 교사가 있는 정도와 같은 교사 관계 관련 3문항, 친구들과 있을 때 마음이 편한 정도와 같은 친구 관계 관련 3문항, 학교 규칙을 잘 지키는 정도와 같은 학교생활과 관련된 3문항으로 구성되어 있다. 각 문항에 대하여 1점에서 4점으로 응답한다. 본 연구는 학교부적응을 측정하기 위해 모든 문항을 역으로 코딩한 후 평균점수를 사용하였다. 따라서 점수가 높아질수록 학교부적응의 수준이 높아짐을 가리킨다. 문항 간 Cronbach’s α는 .911이었다.

2) 종속변수: 비자살적 자해

비자살적 자해는 Kim 등[28]이 개발한 한국판 자해 척도(Korean version of Self Harm Inventory, K-SHI)를 사용하여 측정하였다. 해당 척도는 스스로를 때린 경험, 고의로 칼로 상처를 낸 경험, 고의로 머리를 박은 경험 등 다섯 가지의 자해 행동에 대하여 ‘예’와 ‘아니오’로 경험을 보고하게 되어있다. K-SHI는 모든 문항을 합산하여 총점으로 활용하기도 하나 본 연구에서는 총점의 좌편향이 심하여 모든 문항에 ‘아니오’라고 응답한 경우를 0으로 하나의 문항에라도 ‘예’라고 응답한 경우를 1로 하는 가변수로 조작화 하였다. 따라서 비자살적 자해 변수가 1이면, 한 가지 이상의 자해 행동을 경험한 것을 의미한다.

3) 매개변수: 불안

불안은 Kim 등[29]이 개발한 한국형 정신건강 선별도구: 불안(Mental Health Screening for Anxiety Disorders, MHS: A)을 사용하여 측정하였다. MHS: A는 불안을 견디기 힘든 정도, 안절부절못하는 정도, 가슴이 답답해진 정도 등의 11개 문항에 대하여 0점에서 4점으로 응답하게 되어있다. 본 연구는 11개 문항의 평균점수를 활용하여 점수가 높아지면 불안의 수준이 높아짐을 가리킨다. 문항 간 Cronbach’s α는 .926이었다.

4) 조절변수: 한부모가족 여부

한부모가족 여부는 실태조사에 포함된 동거 가족원 및 부모 혼인상태에 대한 정보를 활용하여 측정하였다. 구체적으로 부모가 혼인 상태가 아니면서 어머니(새어머니)나 아버지(새아버지)하고만 살고 있는 경우를 한부모가족으로 간주하여 1로 부호화하였고, 나머지 경우는 양부모가족으로 0으로 부호화하여 가변수를 활용하였다. 한부모가족 여부 변수는 조절된 매개효과 분석에서는 조절변수로 사용하였고, 나머지 회귀분석에서는 통제변수로 활용하였다.

5) 통제변수

본 연구에서는 분석 대상 청소년의 인구사회학적 특성을 통제변수로 분석에 포함하였다. 먼저, 청소년의 성별은 남자를 1로 하는 가변수로 측정하였다. 학교급은 고등학생을 1로 하는 가변수로 조작화 하였다. 주관적 건강상태는 건강하지 않은 경우를 1로 하는 가변수로 측정하였다. 마지막으로 가구 경제수준은 1점부터 7점으로 주관적 평가에 의해 측정된 정보를 활용하였다. 점수가 높을수록 가구 경제수준이 높음을 의미한다.

3. 자료분석

본 연구의 자료 분석은 SPSS (버전 25.0)를 사용하여 다음의 단계로 진행하였다. 첫째, 기술통계 및 상관관계 분석을 수행하여 분석에 사용된 모든 변수들의 특성을 파악하였다. 둘째, 로지스틱 회귀분석으로 독립변수인 학교 부적응이 종속변수인 비자살적 자해에 미치는 영향(연구 문제 1)을 분석하였다. 셋째, PROCESS Macro의 4번 모형을 활용하여 매개변수인 불안의 매개효과를 분석하였다. PROCESS Macro는 회귀분석을 기반으로 하여 여러 변수들 사이의 영향 관계 및 매개나 조절효과를 하나의 모형안에서 분석해 준다[30]. 4번 모형을 사용하여 두 단계의 회귀분석을 기반으로 매개효과를 분석하였다. 1단계는 독립변수가 매개변수에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석이었고, 2단계는 독립 및 매개변수가 종속변수에 미치는 영향에 대한 로지스틱 회귀분석이었다. 4번 모형의 두 단계의 회귀분석을 기반으로 매개효과를 산출하였고, 붓스트래핑(반복 표본 수를 10,000개로 설정함)을 통해 통계적 유의성을 검증하였다. 넷째, PROCESS Macro의 7번 모형을 활용하여 조절변수인 한부모가족 여부에 따른 불안의 조절된 매개효과를 분석하였다. 7번 모형의 1단계는 독립변수, 조절변수, 독립변수와 조절변수 사이의 평균 중심화된 상호작용항이 매개변수에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석이었고, 2단계는 독립 및 매개변수가 종속변수에 미치는 영향에 대한 로지스틱 회귀분석이었다. 두 단계의 회귀분석을 기반으로 조절변수의 집단별 조건부 매개효과와 조건부 매개효과 간 차이를 보여주는 조절된 매개지수를 산출하였다. 각 조건부 매개효과와 조절된 매개지수의 통계적 유의성은 붓스트래핑(반복 표본 수를 10,000개로 설정함)을 통해 검증하였다.

결 과

1. 기술통계 분석

Table 1에는 기술통계 분석의 결과가 정리되어 있다. 분석 대상 청소년의 성별은 남자 청소년이 1,975명, 52.1%, 여자 청소년이 1,819명, 47.9%였다. 학교급은 중학생과 고등학생이 각각 1,934명(52.1%)과 1,861명(52.1%)이었다. 주관적 건강상태는 분석 대상 청소년 중 809명인 21.3%가 건강하지 않은 것으로 인식한다고 보고하였다. 가구 경제수준은 1점에서 7점까지의 분포를 지니는데, 분석 대상 청소년은 평균 4.51점(SD=1.04)으로 나타났다.

본 연구의 독립변수인 학교부적응은 1점에서 4점의 분포에서 평균 1.83점(SD=0.57)으로 나타났고, 매개변수인 불안은 0점에서 4점까지의 분포 중 평균 0.38점(SD=0.63)으로 확인되었다. 또한 조절변수인 한부모가족 여부의 경우 분석 대상 청소년 중 431명인 11.4%가 한부모가족인 것으로 나타났다. 종속변수인 비자살적 자해의 경우 분석 대상 청소년 중 941명인 24.8%가 최소 한 가지 유형 이상의 자해 행동을 경험한 것으로 분석되었다.

Table 2에는 상관관계 분석의 결과가 정리되어 있다. 먼저 학교부적응은 불안(r=.330, p＜.001), 한부모가족 여부(r=.082, p＜.001), 비자살적 자해(r=.200, p＜.001) 모두와 정적으로 유의한 상관관계를 나타냈다. 이어서 불안은 한부모가족 여부(r=.077, p＜.001) 및 비자살적 자해(r=.323, p＜.001)와 정적으로 유의한 상관관계를 가졌다. 마지막으로 한부모가족 여부는 비자살적 자해(r=.035, p＜.05)와 정적으로 유의한 상관관계를 가지는 것으로 확인되었다. 상관관계 분석 결과에서 조절변수인 한부모가족 여부는 학교부적응, 불안, 비자살적 자해와 매우 약한 상관관계를 보여주고 있지만, 이는 다른 요인들을 통제하지 않은 이원적 관계임을 고려해야 한다.

2. 전체효과와 매개효과 분석

본 연구의 첫 번째 연구문제인 학교부적응이 비자살적 자해에 미치는 직접적 영향, 즉 전체효과를 분석한 결과가 Table 3의 Panel A에 제시되어 있다. 통제변수를 모두 포함한 상태에서 독립변수인 학교부적응이 종속변수인 비자살적 자해에 미치는 영향에 대한 로지스틱 회귀분석 모형은 통계적으로 유의했고(-2LL=4,039.725, p＜.001), 학교부적응(B=0.722, p＜.001)은 비자살적 자해에 대하여 정적으로 유의한 관계를 나타냈다. 이는 청소년의 학교부적응 수준이 한 단계 높아지면, 비자살적 자해 행동을 경험할 가능성이 약 2.059배(OR=2.059) 높아짐을 보여주는 것이다.

Table 3의 Panel B는 두 번째 연구문제인 불안의 매개효과를 PROCESS Macro 4번 모형으로 분석한 결과를 보여준다. 4번 모형의 1단계에서 독립변수인 학교부 적응이 매개변수인 불안에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석을 수행하였다. 해당 모형은 통계적으로 유의했고(F=114.932, p＜.001), 학교부적응(B=0.300, p＜.001)은 불안에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있었다. 다음으로 2단계에서 독립변수와 매개변수가 종속변수인 비자살적 자해에 미치는 영향에 대한 로지스틱 회귀분석을 실행하였다. 2단계 분석 모형의 적합도는 통계적으로 유의했고(-2LL=3,768.683, p＜.001), 학교부적응(B=0.388, p＜.001)과 불안(B=0.953, p＜.001) 모두 비자살적 자해에 대하여 정적으로 유의한 영향을 나타냈다.

PROCESS Macro 4번 모형의 2단계 분석을 토대로 산출된 매개효과가 Table 3의 하단에 제시되어 있다. 즉, 학교부적응이 불안을 통해 비자살적 자해에 이르는 매개효과는 0.286 (BootCI=0.234∼0.344)이었고, 통계적으로 유의했다. 본 결과는 청소년의 학교부적응 수준이 높아지면 불안의 수준이 높아지고, 이어서 비자살적 자해 행동의 가능성이 증가함을 의미한다. Table 3 Panel A의 학교부적응 회귀계수와 비교하여 Panel B의 2단계에서 불안 변수를 투입한 후 학교부적응의 회귀계수가 크기는 감소했으나 여전히 통계적으로 유의하여 불안의 부분 매개효과가 있음을 알 수 있다.

3. 조절된 매개효과 분석

본 연구의 세 번째 연구문제인 한부모가족 여부에 따른 불안의 조절된 매개효과를 PROCESS Macro 7번 모형으로 분석한 결과가 Table 4에 제시되어 있다. 7번 모형은 두 단계의 분석이 실행되는데, 1단계에서는 독립변수인 학교부적응, 조절변수인 한부모가족 여부, 독립변수와 조절변수의 평균중심화된 상호작용항이 매개변수인 불안에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석이 수행되었다. 해당 모형은 통계적으로 유의했고(F=114.932, p＜.001), 상호작용항(B=0.125, p＜.05)은 불안에 대하여 정적으로 유의한 관계를 보여주었다. 상호작용항을 모형에 추가하는 것은 모형의 적합도를 통계적으로 유의한 수준에서 증가시켰고(F=5.933, p＜.05), 상호작용항의 순수한 효과크기는 0.1%로 확인되었다.

상호작용 분석 결과를 보다 쉽게 이해하기 위해 도식화한 Fig. 2를 살펴보면, 청소년의 학교부적응은 불안과 정적인 관계를 나타내는데, 이러한 관계의 기울기가 양부모 가족에 비해 한부모가족의 경우 더 가파르게 나타남을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 학교부적응의 불안에 대한 영향이 양부모가족에 비해 한부모가족의 경우 강화되는 조절효과가 있음을 보여준다.

다음으로 7번 모형의 2단계에서는 독립변수와 매개변수가 종속변수인 비자살적 자해에 미치는 영향에 대한 로지스틱 회귀분석이 실행되었다. 해당 모형의 적합도는 통계적으로 유의했고(-2LL=3,768.870, p＜.001), 학교부적응(B=0.389, p＜.001)과 불안(B=0.955, p＜.001)이 비자살적 자해에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있음을 확인하였다.

PROCESS Macro 7번 모형의 2단계 분석을 기반으로 조절변수인 한부모가족 여부에 따른 불안의 조건부 매개효과를 분석한 결과가 Table 4의 하단에 제시되어 있다. 불안의 매개효과는 양부모가족의 경우 0.271 (BootCI=0.219∼0.330)이었고, 한부모가족의 경우 0.390 (Boot CI=0.276∼0.521)으로 더 크게 나타났다. 즉, 청소년의 학교부적응이 불안을 높여 비자살적 자해의 가능성을 증가시키는 매개효과가 양부모가족에 비해 한부모가족의 청소년에게서 더 두드러짐을 알 수 있다. 이와 같이 한부모가족 여부에 따른 불안의 매개효과의 차이를 비교해주는 조절된 매개지수는 0.119 (BootCI=0.009∼0.241)였고, 통계적으로 유의했다.

고 찰

본 연구는 청소년의 학교부적응이 바자살적 자해에 미치는 영향을 분석하고, 이 관계에서 불안이 매개역할을 하며, 한부모가족 여부가 이 경로를 조절한다는 것을 확인하였다. 본 연구의 주요결과 가지는 의미를 고찰하고, 함의를 제시하면 다음과 같다.

첫째, 청소년의 학교부적응은 비자살적 자해에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 학교에 적응하지 못하는 청소년이 심리적 고통이나 부정적 감정을 비자살적 자해를 통해 표출할 가능성이 높다는 기존 연구 결과와 일치한다[2,8,20]. 특히 Williams [31]는 이러한 자해 행동을 문제 상황에 대한 무력감과 통제 상실에 대한 반응으로 해석하였다. 본 연구 결과는 학교부적응이 청소년에게 정서적 고통과 사회적 소외를 야기하고, 이러한 부정적 경험이 누적될 경우 자해와 같은 극단적 행동으로 이어질 수 있음을 시사한다. 따라서 학교부적응을 경험하는 청소년의 심리ㆍ정서적 상태에 대한 조기 파악과 개입이 중요하며, 학교 차원의 정서 지원체계 마련이 요구된다.

둘째, 청소년의 학교부적응과 비자살적 자해 간의 관계에서 불안은 유의미한 매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 이는 학교부적응이 단지 직접적으로 자해 행동에 영향을 미치는 것에 그치지 않고, 불안이라는 정서적 경로를 통해 자해 행동을 유발할 수 있음을 시사한다. 본 결과는 학교 내 부정적 경험이 불안 수준을 높이고, 이로 인해 자해 행동이 촉진될 수 있다는 기존 연구 결과를 지지한다[19,20]. 특히 학교부적응이 불안을 매개로 자해 행동으로 이어지는 경로는 Agnew [18]의 일반긴장이론의 설명과 부합하는데, 이는 부정적 정서 상태가 문제행동의 매개요인으로 작용함을 강조한다. 다시 말해, 청소년의 학교부적응 경험은 심리적 긴장과 좌절을 증가시키고, 이로 인한 불안은 비자살적 자해라는 부적응적 대처 방식으로 표출될 수 있음을 보여준다.

셋째, 청소년의 학교부적응이 불안을 통해 비자살적 자해로 이어지는 매개 경로에서 한부모가족 여부는 이 관계를 조절하는 요인으로 작용하는 것으로 나타났다. 구체적으로, 불안이 비자살적 자해에 미치는 영향이 한부모가정 여부에 따라서 조절되며, 한부모가정의 청소년은 양부모 가정 청소년에 비해 불안의 매개효과가 더욱 강하게 나타나 학교부적응이 자해 행동으로 이어질 가능성이 상대적으로 높았다. 이러한 결과는 가족 형태와 환경이 청소년의 정서적 문제 및 자해 행동에 미치는 영향을 검증한 기존 연구의 결과와 일치하고[2,24], 취약성-스트레스 모형[22,23]의 설명을 지지한다. 특히, 본 연구모형은 개인의 내재적 취약성과 외부 스트레스 요인이 상호작용을 할 때 병리적 행동이 발생한다고 본 것인데, 한부모가정이라는 환경적 스트레스가 청소년의 불안이라는 내재적 취약성과 맞물리며 그 결과로 비자살적 자해 행동이 촉진되는 경로를 실증적으로 확인한 것이다. 즉, 한부모가정의 청소년은 상대적으로 정서적 지지 부족과 경제적 제약에 노출될 가능성이 높아 학교부적응 상황에서 불안 수준이 보다 높게 나타나고, 이는 자해 행동으로 이어질 가능성을 증대시키는 것으로 예측해 볼 수 있다. 이러한 결과는 한부모가정 청소년에 대한 심리ㆍ사회적 지원과 더불어 학교 환경에서의 조기 개입 및 다차원적 예방 전략의 필요성을 제기하며, 정책적 시사점을 제공한다.

이러한 결과를 기반으로 본 연구는 다음과 같이 함의를 제시한다. 첫째, 비자살적 자해와 같이 청소년의 학교부적응으로 인한 문제를 예방하고 위험을 최소화할 수 있도록 학교부적응을 겪는 청소년에 대한 조기 선별 및 개입이 필요하다. 학교부적응과 비자살적 자해의 관계는 문제상황을 벗어날 수 없는 자신의 무력함에 대한 반응으로 자기파괴적 행동에 이르게 됨을 고려할 때[31], 학교부적응 청소년에 대한 지역사회 청소년 통합지원체계(CYS-Net)에서 위기 청소년의 발굴과 이들을 대상으로 학교적응 및 문제해결 기술을 습득할 수 있는 기회를 제공할 수 있도록 해야 할 것이다.

둘째, 학교생활 과정에서 발생할 수 있는 불안을 관리하고 정서적 안정을 유지할 수 있는 프로그램의 필요를 고려하여 학교 내 심리정서 중심의 상시 프로그램의 개발과 운영이 요구된다. 심리정서 프로그램은 교육부의 Wee 프로젝트, 교육복지우선지원사업과 지방자치단체 및 드림스타트사업의 학교사회복지 체계를 적극 활용할 수 있는 방안을 고려해 볼 수 있을 것이다.

셋째, 한부모가족 청소년의 학교부적응 및 심리정서적 문제에 대한 맞춤형 지원정책과 가족지원 프로그램의 강화가 필요하다. 한부모가정에 대한 지원정책은 한부모가족지원법을 통해 제시되고 있다. 이 법률은 생활한정과 자립지원을 위한 목적으로 주로 경제적 지원과 자립 촉진에만 중점을 두고 있다. 이에 한부모가족의 청소년 자녀에 대한 심리정서적 지원(정신건강 서비스 접근성 강화, 학교 내 조기개입 프로그램 등)과 학교적응 지원에 관한 조항을 신설하여 법적 근거를 마련한다면, 이를 통한 지원 프로그램의 개발, 전문 인력 배치 및 연계 강화 등의 서비스 지원을 제시할 수 있을 것으로 기대된다.

본 연구는 몇 가지 한계를 지닌다. 첫째, 횡단적 연구설계를 사용함으로써 변수 간 인과관계에 대한 해석에 제한이 있으며, 시간의 흐름에 따른 변화와 경로를 파악하는 데 한계가 있다. 둘째, 모든 주요 변수가 자기보고식 설문으로 측정되었기 때문에 사회적 편향이나 응답 왜곡 가능성을 완전히 배제할 수 없다. 따라서 후속 연구에서는 종단적 설계를 도입하여 시간적 인과성과 경로의 변화 과정을 검증하고, 정량적 분석에 더해 심층 면접이나 사례연구와 같은 질적 접근을 통해 청소년의 학교부적응 및 자해 경험에 대한 생생한 서사와 맥락을 분석할 필요가 있다.

그럼에도 불구하고 본 연구는 청소년의 학교부적응이 비자살적 자해에 미치는 영향을 설명하는 데 있어 불안의 매개효과와 한부모가정 여부에 따른 조절된 매개경로를 검증하였다는 점에서 이론적ㆍ실천적 의의를 지닌다. 특히, 정서적 요인인 불안과 가족환경이라는 사회구조적 요인을 통합적으로 고려하여 청소년 자해 행동의 다차원적 이해를 가능하게 하였고, 실천 현장에서 청소년의 심리정서적 위험을 이해하고 개입 전략을 수립하는 데 있어 이론적 근거를 제공하였다는 점에서 의미 있는 시사점을 제시한다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Soonchunhyang University Research Fund.

Fig. 1.

Research model.

Fig. 2.

Moderating effect of single-parent family status.

References

• 1. Lee KS. The factors associated with the longitudinal individual changes in adolescents’ school maladjustment over time. Korean Journal of Youth Studies. 2011;18:131-155.
• 2. Yang SJ, Lee JE. A longitudinal study on the correlation between school-life adjustment and suicidal ideation in adolescents based on the Korean Children and Youth Panel Survey. Research in Community and Public Health Nursing. 2020;31:86-95. https://doi.org/10.12799/jkachn.2020.31.1.86Article
• 3. Jwa HS. The developmental trajectories and factors of adolescents' school adjustment. Korean Journal of Youth Studies. 2012;19:1-28.
• 4. Lee DH, Jeong WS, Shin HJ, Lee CH, Park KS, Song EM, et al. Research on the development of a program to prevent and intervene in antisocial behavior in at-risk youth Ⅱ. Seoul: Korea Youth Counselling Institute; 2007.
• 5. Jung MY, Moon HJ. Relevant variables of children's school adjustment. Korean Journal of Child Studies. 2007;28:37-54.
• 6. Jang AY, Park SA. A study on the effect of health of adolescents of multicultural families on adjustment in school life: Focused on the moderating effect of peer support. Korean Journal of Local Government & Administration Studies. 2024;38:87-105. https://doi.org/10.18398/kjlgas.2024.38.4.87Article
• 7. Lee YM. The effects of grade 9 students’ study habits and school adjustment on academic achievement. The Journal of Welfare and Counselling Education. 2018;7:217-238. https://doi.org/10.20497/jwce.2018.7.2.217Article
• 8. Yang MH, Lee BR, Lee DH, Lee HJ. A study on risk factors for adolescent self-harm based on the adolescent’s perceptions from the biopsychosocial approach. Korean Journal Of Counseling And Psychotherapy. 2024;36:1499-1526. https://doi.org/10.23844/kjcp.2024.11.36.4.1499Article
• 9. Han SK. A study on emotional support measures for school maladjusted youth. Culture and Convergence. 2023;45:589-595. https://doi.org/10.33645/cnc.2023.11.45.11.589Article
• 10. Lee RH. Moderated mediating effect of anxiety by household type on the relationship between daily life stress and non-suicidal self-injury among adolescents. Stress. 2024;32:188-195. https://doi.org/10.17547/kjsr.2024.32.4.188Article
• 11. Liu RT, Scopelliti KM, Pittman SK, Zamora AS. Childhood maltreatment and non-suicidal self-injury: A systematic review and meta-analysis. The Lancet Psychiatry. 2018;5:51-64. https://doi.org/10.1016/S2215-0366(17)30469-8ArticlePubMed
• 12. Jeong ML, Lee YS. Development and validation of the adolescents nonsuicidal self-injury beliefs scale. The Korean Journal of Rehabilitation Psychology. 2023;30:125-150. https://doi.org/10.35734/karp.2023.30.2.007Article
• 13. Poudel A, Lamichhane A, Magar KR, Khanal GP. Non suicidal self injury and suicidal behavior among adolescents: Co-occurrence and associated risk factors. BMC Psychiatry. 2022;22:96. https://doi.org/10.1186/s12888-022-03763-zArticlePubMedPMC
• 14. Ahn YS, Song HJ. Non-suicidal self-injury in adolescents. Journal of Emotional & Behavi oral Disorders. 2017;33:257-281. https://doi.org/10.33770/JEBD.33.4.13Article
• 15. Hwang YJ, Lee JM, Kim SH. Basic research on the status and actual condition of at-risk youth: Preliminary survey data analysis report. Sejong: National Youth Policy Institute; 2020.
• 16. Park MS, Seo YS, An HY. A study on the status and motivation of non-suicidal self-injury in specialized vocational high school male students. The Korea Journal of Youth Counseling. 2020;28:459-491. https://doi.org/10.35151/kyci.2020.28.1.020Article
• 17. Lyu DH, Kim GR. The mediating effects of depression and anxiety and the moderated mediating effects of social support in relationship between academic stress and non-suicidal-injury in high school students. The Journal of Learner-Centered Curriculum and Instruction. 2025;25:255-272. https://doi.org/10.22251/jlcci.2025.25.4.255Article
• 18. Agnew R. Foundation for a general strain theory of crime and delinquency. Criminology. 1992;30:47-88. https://doi.org/10.1111/j.1745-9125.1992.tb01093.xArticle
• 19. Liu RT, Miller I. Life events and suicidal ideation and behavior: A systematic review. Clinical Psychology Review. 2014;34:181-192. https://doi.org/10.1016/j.cpr.2014.01.006ArticlePubMed
• 20. Lee HJ, Kim JH. A meta analysis on variables related to self-injury behavior of adolescents. Korean Journal of Educational Therapist. 2020;12:351-377. https://doi.org/10.35185/KJET.12.3.4Article
• 21. Kim YH, Choi JA. The mediating effects of self-esteem and anxiety on the relationship between perceived stress and school adjustment in adolescents: A comparison of self-injury and non self-injury groups. The Journal of Play Therapy. 2024;28:57-69. https://doi.org/10.32821/JPT.28.2.57Article
• 22. Demke E. The vulnerability-stress-model-holding up the construct of the faulty individual in the light of challenges to the medical model of mental distress. Frontiers in Sociology. 2022;7:833987. https://doi.org/10.3389/fsoc.2022.833987ArticlePubMedPMC
• 23. Zubin J, Spring B. Vulnerability: A new view of schizophrenia. Journal of Abnormal Psychology. 1977;86:103-126. https://doi.org/10.1037/0021-843X.86.2.103ArticlePubMed
• 24. Evans GW, Kim P. Childhood poverty, chronic stress, self-regulation, and coping. Child Development Perspectives. 2013;7:43-48. https://doi.org/10.1111/cdep.12013Article
• 25. Bang SY, Choi SH, Hwang HJ. Impact of psychological and behavioral variables of parents from low income families upon children's problematic behavior: Comparison between two-parent families and single-parent families. Journal of Korean Child Care and Education. 2013;9:157-179. https://doi.org/10.14698/jkcce.2013.9.5.157Article
• 26. Choi JW, Moon HY, Jun JN, Park YC. Korean teenagers' mental health status. Sejong: National Youth Policy Institute; 2021.
• 27. Choi IJ, Lee GB, Kim HJ, Park KO, Lee MS, Lee EK. Korean Youth Indicator Survey V: Health and safety (protection) indicator. Seoul: National Youth Policy Institute; 2010.
• 28. Kim SJ, Woo SB, Koo HJ, Lee JS. Validation of the Korean version of the Self-Harm Inventory (K-SHI). Cognitive Behavior Therapy in Korea. 2019;19:205-228. https://doi.org/10.33703/cbtk.2019.19.2.205Article
• 29. Kim SH, Park K, Yoon S, Choi Y, Lee SH, Choi KH. A brief online and offline (paper-and-pencil) screening tool for generalized anxiety disorder: The final phase in the development and validation of the Mental Health Screening tool for Anxiety disorders (MHS: A). Frontiers in Psychology. 2021;12:418. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.639366ArticlePubMedPMC
• 30. Hayes AF. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: A regression-based perspective (3rd ed.). New York, NY: The Guilford Press; 2022.
• 31. Williams JMG. Suicide and attempted suicide: Understanding the cry of pain. England: Penguin Books; 2001.

Figure & Data

References

Citations

Citations to this article as recorded by