서 론

행복의 정의는 매우 다양하게 이루어질 수 있기 때문에 개인이 행복하다고 인지하는 주관적 느낌을 통해서 평가된다. 주관적 행복감은 삶의 질, 삶의 만족과도 혼용되어 사용될 만큼 그 정의가 명확하지 않다(Park BS et al., 2012). 주관적 행복감은 객관적 측정이 용이하지 않고, 청소년의 경우 속한 환경의 영향을 민감하게 받기 때문에 주관적인 평가인 행복감에 대한 연구는 다른 생애주기보다 덜 주목되어져 온 것도 사실이다. ‘지금 행복한가?’라는 질문은 개인의 주관적인 느낌을 통해서 평가되지만, 행복하다고 느낄수록 긍정정서와 건강이 예측되기 때문에 청소년의 주관적 행복감은 그 자체가 긍정 발달 지표 중 하나가 된다(Diener, 1994; Joronen et al., 2005). 아동최우선의 가치 실현을 위해서는 아동청소년의 건강한 발달을 설명할 수 있는 객관적인 지표와 더불어 청소년 스스로가 주관적으로 평가하는 행복감을 증진시키려는 노력이 요구된다. 이러한 이유로 국내외에서 주관적 행복감을 증진시킬 수 있는 방안을 찾는 다양한 논의가 이루어지고 있으나, 이들 대부분의 연구 대상은 여전히 성인으로 청소년의 발달 특성을 고려하지 못한 한계가 있다.

최근 보고들은 우리나라 청소년들은 스스로 행복하지 않다고 생각하며, 그 수준이 우려할 수준임을 보여준다. OECD 회원국 중에서도 우리나라 청소년의 행복감이 가장 낮은 수준일 뿐만 아니라 한국, 중국, 일본 청소년을 비교한 연구에서도 우리나라 아동청소년들의 주관적 행복감은 하위 수준으로 보고되고 있다(Ko EH, 2015). 왜 우리나라 청소년들의 행복감은 낮은 것일까?

초등학생에 비해서 중학생의 주관적 행복감이 큰 폭으로 하락하고 있는데, 그 원인은 또래와의 대인관계, 성적과 진로 스트레스 같은 학교생활스트레스에서 찾을 수 있다(Fortin et al., 2015; Ko EH, 2015). 많은 지표들을 통해서 우리나라 청소년들의 스트레스는 이미 높은 수준이며, 그 원인은 과도한 입시 경쟁, 또래관계 등 다양한 측면에서 비롯되지만, 지금까지 선행 연구들은 청소년기 학업스트레스에 초점을 둔 경우가 많다(Lee BJ et al., 2015; Son SO, 2016). 청소년기 스트레스의 영향을 확인하기 위해서는 학업과 진로, 또래 간 스트레스와 같이 발달 과정에서 일상적으로 경험하는 스트레스의 영향이 더 중요하지만, 대부분의 연구들은 청소년기 부모의 이혼, 빈곤과 같은 중대한 사건을 스트레스 사건으로 정의함으로써 청소년기 스트레스의 영향을 제대로 평가할 수 없는 한계 역시 지적되고 있다(Byrne et al., 2007; Moreland et al., 2008; Son SO, 2018).

사실 스트레스로 인지하는 것 자체가 반드시 부정적인 발달 성과를 예측하지 않는 데 그 주된 요인은 대처자원에서 찾을 수 있다(Glanz et al., 2008). 사회적 지지, 물질적 자원, 긍정적 신념과 같은 사회적 자원이 스트레스의 영향을 줄여주는 대처자원이 되며, 이러한 자원은 사회 자본 혹은 발달 자산으로 다양하게 논의되고 그 영향요인들이 규명되고 있다. 주관적 행복감의 영향 요인을 확인하려는 시도들은 스트레스와 자원과의 관계 속에서 주관적 행복감을 증진시킬 방안을 규명하고 있다(Ko EH, 2015). 어떤 청소년들이 더 행복하고, 발달 과업을 수행하면서 겪게 되는 스트레스에도 불구하고 행복할까란 질문에 답하기 위해서는 진로 및 학업과 또래관계에서 비롯되는 학교생활스트레스가 갖는 부정적 영향 요인을 경감시킬 수 있는 자원의 특성과 그 영향을 확인할 필요가 있다.

청소년 긍정 발달에 대한 논의들은 청소년기 유대와 참여가 긍정 발달을 결정하는 발달 자산이자 사회 자본이 된다고 강조한다(Crosnoe, 2004; Kim SS, 2018). 이 같은 논의는 청소년기 다양한 참여와 유대의 경험을 제공하기 위해서 청소년 수련센터 등을 건립하고, 지역사회 다양한 참여 기회를 제공하려는 정책적, 실천적 노력으로 이어지고 있다. 그러나 청소년기 학교와 지역사회 참여의 실제적인 효과를 확인하는 연구는 상당히 제한적으로 이루어져 왔다(Dearing et al., 2009).

청소년이 학교생활에서 경험하는 학업과 또래관계 스트레스는 지역사회 다양한 프로그램에 참여하고, 유대감을 형성하는데 부정적으로 작용한다. 학업과 또래관계 스트레스가 지역사회 참여를 위축시키는 요인이라는 점이 국내외 연구를 통해서 밝혀져 왔으며(Olweus, 1993; Son SO, 2016), 학교의 사회화 기능을 신뢰하거나 유대감을 갖는 것에도 부정적인 것으로 나타난다(Bryan et al., 2012). 흥미로운 점은 청소년이 인지하는 스트레스는 성별로 다르게 나타나며, 스트레스의 대처 방법 역시 성별 차이가 예측되고 있다(Son SO, 2016). 게다가 학교를 신뢰하고 학교 정책에 순응하는 등의 유대 요소 역시 성별로 그 영향이 다르게 나타나는데, 남학생보다 여학생에게서 학교 신뢰는 더 중요한 영향 요인이 된다(Son SO, 2018).

한편 주관적 행복의 영향 요인으로는 다양한 상호작용과 유대 기능이 무엇보다 중요한 것으로 보고되고 있다. 즉, 소득과 교육수준 등 개인이 가진 사회경제적 지위보다는 대인관계 만족도와 같은 사회적 자본이 주관적 행복을 더 유의미하게 예측한다. 이와 같은 선행 연구의 보고는 지역사회에서 다양한 활동에 참여하거나 학교의 기능을 신뢰하는 것의 중요성을 의미한다(Shim SJ, 2016). 학교 신뢰는 청소년으로 하여금 학교 정책에 더 순응하고 학업 성취에 흥미를 갖도록 하는 요인이기 때문에 학교 적응력을 높이고 긍정적인 정서와 상호작용을 경험하게 한다.

주관적 행복을 연구하는 학자들은 연령, 성별과 같은 인구사회학적 특성보다는 개인이 갖고 있는 심리적 특성이 더 중요하다고 설명하기도 한다. 그러나 청소년기는 발달 과정에서 겪는 스트레스가 있으며, 이와 같은 스트레스를 대처하는 양식과 자원에 따라서 주관적 행복감이 달라질 수 있기 때문에 연령과 성별과 같은 인구사회학적 특성을 고려할 필요가 있다.

선행연구들은 여학생이 남학생보다 높은 행복감을 경험한다고 보고하기도 하고(Park SY et al., 2013), 성별 차이가 없다는 결론까지 성별 차이는 일관적이지 않다(Ko EH, 2015). 더욱이 스트레스의 인지 자체가 성별 차이를 예측하기 때문에(Son SO, 2016), 국내 청소년들의 학교생활스트레스가 주관적 행복감에 미치는 영향은 성별 차이를 확인할 필요가 있다. 또한 학교생활스트레스 역시 학교 교급이 올라갈수록 높아지며, 이는 주관적 행복감에도 영향을 미친다(Fortin et al., 2015; Kim SS, 2018). 초등학생보다 중학생으로 진급하게 되면서 주관적 행복감이 감소된다는 보고는 청소년기 경험하는 스트레스의 영향이 주요한 요인이 된다는 점을 시사한다. 그러나 청소년기 주관적 행복에 관한 그동안의 연구들은 중학생과 고등학생 집단의 차이를 보거나(Park BS et al., 2012), 초등부터 고등까지 모든 학교급을 포괄한 연구들도 일부 연령만을 연구 대상으로 하고 있다(Kim SS, 2018). 청소년기는 학교에서 가장 많은 시간을 보내고 있기 때문에, 학교 안에서 경험하는 다양한 스트레스의 영향을 학교 급별로 살펴볼 필요가 있다. 우리나라 청소년들이 학업과 또래 관계 등 학교생활에서 경험하는 스트레스는 높은 수준으로 보고되고 있는 만큼 청소년기 학교와 지역사회를 어떻게 인지하고, 참여하고 있는지 그리고 그 영향 요인은 무엇인지를 확인하는 것은 무엇보다 중요한 연구 과제가 된다. 아동청소년이 행복하게 성장하기 위해서는 학교에서 경험할 수 있는 다양한 스트레스로 인한 부정적 경험의 개입과 함께 긍정적인 상호작용과 대처 자원을 갖게 하는 개입이 우선될 필요가 있다. 이와 같은 측면에서 본 연구는 초기청소년들의 주관적 행복감의 이해의 폭을 넓힐 수 있을 것으로 기대된다.

본 연구는 Fig. 1과 같이 11~16세 초기 청소년들의(Baumrind, 1967) 주관적 행복감에 부정적 영향을 미칠 수 있는 선행 요인으로 학교생활스트레스를 주목하고, 학교 신뢰와 지역사회 참여의 매개효과를 확인하고자 한다. 또한 이와 같은 관계가 학교급과 성별로 차이가 있는가를 살펴보고자 한다.

Fig. 1

Study model.

연구방법

1. 분석 자료 및 연구 대상

본 연구는 한국청소년정책연구원의 ‘2015년 아동청소년 인권실태조사’ 자료를 활용하였다. 2015년 아동청소년 인권실태조사는 초등학생 4학년부터 고등학교 3학년까지 총 10453명이 조사되었으나, 본 연구는 초기 청소년에 해당하는 초등학교 4학년(11세)부터 중학교 3학년(16세)을 연구 대상으로 하였다(Baumrind, 1967). 청소년들의 주관적 행복감은 초등학교 이후 낮아지기 시작해서 중학생 시기에 가장 낮은 현상이 보고된다(Fortin et al., 2015; Ko EH, 2015; Kim SS, 2018). 이와 같은 선행 연구를 근거로 본 연구는 초기청소년 총 6449명을 연구 대상으로 하였다. 연구 대상자 중 초등학교 학생은 3041명(47.2%), 중학생은 3408명(52.8%)이며, 성별 구성을 살펴보면, 여학생은 3163명(49.0%), 남학생은 3286명(51%)이다.

2. 측정도구

1) 종속 변수

주관적 행복(subjective well-being)은 단일문항으로 현재 행복한 정도를 전혀 행복하지 않다=1에서 매우 행복하다=4로 측정하였다. 점수가 높을수록 주관적 행복감이 높은 것을 의미한다.

2) 독립 변수

학교생활스트레스는 학업, 또래와의 관계, 진로로 인한 스트레스를 묻는 3개 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 전혀 그렇지 않다=1부터 매우 그렇다=4로 조사되었으며, 본 연구의 신뢰도는 .60이다.

3) 매개변수

본 연구의 매개변수는 학교 신뢰와 지역사회 참여이다. 지역사회 참여는 지역사회 각종 시설의 이용 경험으로 측정되었다. 공공도서관, 청소년시설, 체육시설 및 문화예술 공간을 이용하고 있는가를 한 번도 없음=1에서 1주에서 3회 이상=5로 측정되었다. 점수가 높을수록 지역사회 서비스 기관을 많이 이용하는 것으로 지역사회 참여하고 있다고 해석할 수 있으며, 이 문항의 신뢰도는 .65이다.

한편 학교 신뢰는 학교의 사회화 기능에 대한 신뢰를 의미하는 문항으로 총 4개의 문항으로 전혀 그렇지 않다=1에서 매우 그렇다=4로 측정되었다(Kim SS, 2018). 구체적인 문항은 ‘학교는 건강하게 성장하는데 도움을 준다’, ‘바람직한 인성을 길러준다’, ‘공동체 의식을 형성하게 한다’와 ‘사회생활에 필요한 지식을 가르쳐준다’이다. 해당 척도의 신뢰도는 .88이다.

3. 자료 분석 방법

본 연구는 구조방정식 모형을 통해서 연구 문제를 검증하였다. ML로 모수 추정하였으며, 매개효과 검증은 팬텀(Phantom) 변수를 활용하였다(Cheung, 2007; Bae, 2014). 매개효과 유의도는 부트스트랩 방법을 적용하였으며(MacKinnon, 2008; Preacher et al., 2008), 학교 교급(초등학생과 중학생)과 성별(남학생과 여학생)집단 차이를 살펴보기 위해서 다집단 분석을 실시하였다. 집단 간 비교는 모든 측정변수의 요인부하량이 두 집단에서 각각 동일하다고 제약한 요인부하량 동일성 제약 모형과 요인부하량을 자유롭게 추정한 비제약 모형의 적합도 비교를 통해서 이루어진다. 즉 측정동일성 검증에서도 χ²의 검증 결과는 표본 크기에 민감하게 반영하기 때문에 표본 크기에 덜 민감한 CFI의 변화가 .01을 초과하여 변화하지 않는다면 측정동일성이 확보된 것으로 평가할 수 있다(Cheung et al., 2002).

결 과

1. 주요 변수의 기술통계

연구 대상자의 주관적 행복감, 학교생활스트레스, 학교 신뢰와 지역사회 참여가 구조방정식 모형을 적용하기에 적절한가를 평가하였다. 구조방정식 모형에 적용을 위해서는 왜도는 절대값 3보다 크지 않고 첨도는 절대값 10을 넘지 않으면 일변량 정규성이 확보된 것으로 볼 수 있다. Table 1과 같이 본 연구에서 사용한 변수들은 일변량 정규성이 확보된 것으로 나타난다(Bae BR, 2014). 또한 연구모형에 포함된 변수들의 상관관계를 살펴본 결과, Table 2와 같이 학교생활스트레스는 주관적 행복감, 학교 신뢰, 지역사회 참여에 부적인 관계가 확인되었다.

Table 1

Descriptive statistics for variables

	Mean	S.D	Skewness	Kurtosis
School-related stress	2.07	.70	.190	−.599
Subjective wellbeing	3.22	.66	−.526	.334
School trust	3.09	.60	−.505	.792
Community participation	2.07	.63	.239	−.305

Table 2

Correlations between major variables

	1	2	3	4	5	6
1. School-related stress	1
2. Subjective wellbeing	−.463***	1
3. School trust	−.364***	.414***	1
4. Community participation	−.157***	.209***	.220***	1
5. Age (middle school=1)	.353***	−.223***	−.280***	−.257***	1
6. Gender (boy=1)	.147***	−.053***	−.017	−.013	.001	1

^*** p<.001.

2. 연구모형의 평가

본 연구는 2단계 구조방정식 접근에 따라서 측정모형을 확인한 후 구조모형을 검증하였다(Kline, 2011). 모델의 복합성이나 사례 수에 민감한 카이제곱 값이 유의하더라도 RMSEA는 .05 이하, TLI와 CFI가 .90 이상이면 모델이 수용가능하다(Hu et al., 1999). 측정모형의 검증은 단일지표가 최소 3개 이상으로 구성된 학교생활스트레스, 학교 신뢰와 지역사회 참여를 통해서 측정의 질을 검토하였다. 분석 결과 χ²=276.234 (df=41, p<.001)으로 유의했으나, RMSEA= .030, CFI=.989, TLI=.982로 모델의 적합도가 적절한 것으로 나타났다. 한편, 구조모형의 적합도는 χ²=346.555 (df= 49, p<.001), RMSEA=.031, CFI=.987, TLI=.979로 나타나 연구 모형이 적절하다고 평가할 수 있다.

3. 연구문제 검증 결과

1) 전체 연구 참여자

전체 연구 참여자의 구조모형을 평가한 결과, Table 3과 같이 학교생활스트레스는 학교 신뢰와(β=−.476, p<.001), 지역사회 참여(β=−.150, p<.001)와 주관적 행복감(β=−.484, p<.001)을 감소시켰다. 하지만 학교 신뢰는 주관적 행복감을 증가시켰으며(β=.231, p<.001), 지역사회 참여(β=.211, p<.001)를 증가시켰다. 지역사회 참여 역시 주관적 행복감을 증가시켰다(β=.069, p<.001).

Table 3

Structural equation model conducted on the all student

Path	B	β	S.E.	C.R.
School-related stress → School trust	−.446	−.476	.018	−24.859***
School-related stress → Community participation	−.163	−.150	.025	−6.615***
School trust → Community participation	.245	.211	.023	10.712***
Comunity participation → Subjective wellbeing	.062	.069	.015	4.257***
School-related stress → Subjective wellbeing	−.473	−.484	.021	−22.095***
School trust → Subjective wellbeing	.241	.231	.018	13.740***

^*** p<.001.

학교 신뢰와 지역사회 참여의 간접효과 검증은 팬텀변수를 활용하였으며, 부트스트랩 방법으로 유의도를 확인하였다. 분석 결과는 Table 4와 같다 ¹⁾ . 학교생활스트레스가 주관적 행복에 이르는 경로에서 학교 신뢰의 매개효과(b=−.108, p<.001)는 유의했으며, 지역사회 참여의 매개효과(b=−.010, p<.001)도 유의했다. 더불어 학교 신뢰와 지역사회 참여의 연속매개효과도(b=−.007, p<.001) 유의한 것으로 나타났다.

Table 4

Mediated effect significant validation of perceived of school function and participated in community: specific indirect effect of all student

Path	Indirect	CI
		(Lower-upper)
[a] Stress → School trust → Subjective wellbeing	−.108***	−.127~−.090
[b] Stress → Community participation → Subjective wellbeing	−.010***	−.016~−.005
[c] Stress → School trust → Community participation → Subjective wellbeing	−.007***	−.011~−.003

^*** p<.001.

2) 학교급에 따른 차이

초등과 중등 집단 간 차이를 살펴본 결과 두 집단 간 측정동일성 제약의 모형적합도가 만족할 만한 수준으로 변화하였다(기저모형: χ²=269.458, df=82, CFI=.990, TLI=.984, RMSEA=.019; 제약모형: χ²=358.735, df=90, CFI=.986, TLI=.979, RMSEA=.022). 모형적합도 수준과 더불어 제약과 비제약 모형에서 CFI 지수 차이를 통해서 두 집단 간 교차타당성이 확보되었는가를 살펴본 결과 두 집단 간 카이제곱(χ²)의 차이는 유의했지만(Δχ²=89.277 (df=8)), CFI의 변화는 ΔCFI=−.004로 .01보다 작은 수준으로 변화하였기 때문에 측정동일성이 확보된 것으로 볼 수 있다(Cheung et al., 2002). 따라서 두 집단 간 회귀 계수는 동일한 수준에서 해석할 수 있다. 모형적합도는 χ²=345.485, df=98, CFI=.988, TLI=.984, RMSEA=.020이다(Cheung et al., 2002).

Table 5와 같이 두 집단 간 유의미한 경로의 차이는 임계치(critical ratios for differences, CRD)를 통해서 확인했다. 초등학생과 중학생 집단 간 주목할 만한 경로의 차이는 Table 5와 같이 학교생활스트레스가 지역사회 참여에 미치는 영향(CRD: −3.109, p<.001), 학교 신뢰가 지역사회 참여에 미치는 영향(CRD: −285, p<.001)과 지역사회 참여가 주관적 행복에 미치는 영향(CRD: −2.72, p<.001)에서 나타났다.

Table 5

Structural equation model conducted on the age group

Path	Elementary school student				Middle school student				CRD
	b	β	S.E.	C.R.	b	β	S.E.	C.R.
School-related stress → School trust	−.541	−.522	.035	−15.659***	−.298	−.295	.025	−11.922***	0.462
School-related stress → Community participation	−.088	−.071	.046	−1.928 †	.003	.003	.029	.103	−3.109***
School trust → Community participation	.224	.186	.037	6.002***	.194	.196	.025	7.636***	−2.85***
Community participation → Subjective wellbeing	.091	.096	.022	4.143***	.083	.082	.023	3.580***	−2.72***
School-related stress → Subjective wellbeing	−.654	−.555	.047	−13.907***	−.427	−.421	.027	−15.530***	−0.63
School trust → Subjective wellbeing	.172	.151	.032	5.402***	.282	.281	.021	13.498***	−0.14

^*** p<.001,

**p<.05,

^† p<.10.

두 집단 간 학교 신뢰와 지역사회 참여의 매개효과를 검증한 결과 Table 6과 같이 학교 신뢰의 매개효과는 초등학생 집단(b=−.093, p<.001)과 중학생 집단(b=−.084, p< .001) 모두 통계적으로 유의했으며, 학교 신뢰와 지역사회 참여의 연속매개 효과(스트레스→학교신뢰→지역사회 참여→주관적 행복감)도 초등학생 집단(b=−.011, p<.001)과 중학생 집단(β=−.007, p<.001) 모두 통계적으로 유의했다. 하지만, 학교생활스트레스가 주관적 행복에 미치는 영향에서 지역사회 참여의 매개효과는 초등집단과 중등집단 모두 통계적으로 유의하지 않았다.

Table 6

Specific indirect effect of age group

Path	Elementary school student		Middle school student
	Indirect	CI (Lower-upper)	Indirect	CI (Lower-upper)
[a] Stress → School trust → Subjective wellbeing	−.093**	−.130~−.052	−.084**	−1.06~−.065
[b] Stress → Community participation → Subjective wellbeing	−.008ns	−.018~.000	−.000ns	−.005~.005
[c] Stress → School trust → Community participation → Subjective wellbeing	−.011**	−.021~−.005	−.007**	−.012~−.003

***p<.001,

^** p<.05,

^† p<.10. ns: not significant.

3) 성별 집단 간 차이

남학생과 여학생 간 차이를 살펴본 결과 두 집단 간 측정동일성 제약의 모형적합도가 만족할 만한 수준으로 변화하였다(기저모형: χ²=317.872, df=82, CFI=.989, TLI=.982, RMSEA=.023; 제약모형: χ²=345.041, df=90, CFI=.988, TLI=.982, RMSEA=.023). 두 모형의 차이는 Δχ²=27.169 (df=8)로 통계적으로 유의도 했지만, CFI의 변화는 −.001수준으로 .01을 초과하여 변화하지 않았고, 모형 적합도가 만족할 만한 수준으로 나타나 측정동일성이 확보되었다고 볼 수 있다(Cheung et al., 2002). 모형의 적합도는 χ²= 419.170, df=98, CFI=.986, TLI=.981, RMSEA=.023이다.

Table 7과 같이 남학생 집단과 여학생 집단 간 주목할 만한 경로의 차이는 학교생활스트레스가 지역사회 참여에 미치는 영향(CRD=−3.04, p<.001), 학교 신뢰가 지역사회 참여에 미치는 영향(CRD=−2.82, p<.001)과 지역사회 참여가 주관적 행복에 이르는 경로(CRD=2.09, p<.05)에서 나타났다.

Table 7

Structural equation model conducted on the sex group

Path	Boys				Girls				C.R.D
	b	β	S.E.	C.R.	b	β	S.E.	C.R.
School-related stress → School trust	−.466	−.474	.027	−17.036***	−.444	−.488	.024	−18.175***	0.61
School-related stress → Community participation	−.113	−.098	.036	−3.118**	−.271	−.243	.037	−7.310***	−3.04***
School trust → Community participation	.303	.258	.032	9.457***	.170	.139	.034	4.938***	−2.82***
Community participation → Subjective wellbeing	.083	.096	.019	4.311***	.024	.028	.020	1.197	−2.09**
School-related stress → Subjective wellbeing	−.475	−.477	.032	−15.014***	−.490	−.498	.031	−15.895***	−0.34
School trust → Subjective wellbeing	.240	.237	.025	9.755***	.235	.217	.025	9.212***	−0.14

^*** p<.001,

^** p<.05,

^† p<.10.

성별 집단의 매개효과 유의도를 살펴본 결과, Table 8과 같이 학교 신뢰의 매개효과는 남학생(b=−.112, p<.001)과 여학생(b=−.104, p<001)집단 모두 유의했으며, 지역사회 참여의 매개효과는 남학생(b=−.009, p<.05)에게서만 유의했다. 한편, 학교신뢰와 지역사회 참여의 연속 매개효과(스트레스→학교신뢰→지역사회 참여→주관적 행복감)는 남학생(b=−.012, p<.05)에게서만 유의했다.

Table 8

Specific indirect effect of sex group

Path	Boys		Girls
	Indirect	CI (Lower-upper)	Indirect	CI (Lower-upper)
[a] Stress → School trust → Subjective wellbeing	−.112**	−.142~−.087	−.104**	−.133~−.076
[b] Stress → Community participation → Subjective wellbeing	−.009**	−.019~−.004	−.007ns	−.019~.006
[c] Stress → School trust → Community participation → Subjective wellbeing	−.012**	−.019~−.006	−.002ns	−.006~.001

***p<.001,

^** p<.05,

^† p<.10. ns: not significant.

고 찰

청소년시기에 행복하다고 인식하는 것 자체가 긍정 발달 지표이지만(Joronen et al., 2005), 우리나라 청소년들의 행복감은 낮은 수준으로 예측되고 있다. 우리나라 청소년들은 학교생활에서 경험하는 스트레스가 높다고 보고되어왔고, 스트레스로 발생되는 우울, 공격성과 같은 다양한 심리정서적 어려움 역시 높은 수준으로 나타나고 있다(Lee BJ, et al., 2015). 무엇보다 이와 같은 학교생활관련 스트레스가 점차 저연령화될 뿐만 아니라 후기청소년에 해당하는 대학생까지 높은 수준으로 보고된다는 점에서 우리나라 청소년들의 학업과 학교 안 또래관계에서 비롯되는 스트레스와 그 영향을 줄여나갈 방안을 모색하는 것은 중요하다.

본 연구는 청소년정책연구원의 2015년 아동청소년인권실태조사에 참여한 초기청소년(초등4~중3학년) 6449명을 연구 대상으로 학교생활스트레스가 주관적 행복감에 미치는 부정적 영향을 확인하고, 이 스트레스의 부정적 영향을 줄여줄 수 있는 보호요인으로 학교 신뢰와 지역사회 참여의 매개효과를 살펴보았다. 더불어 초등학생과 중학생 집단 그리고 여학생과 남학생 집단 간 차이를 확인함으로써 초기청소년의 행복감을 증진시킬 방안을 확인하였다.

스트레스는 환경과의 상호작용을 통해서 이해될 수 있으며, 이것은 청소년기에도 동일하게 적용 된다(Lazarus et al., 1984). 학교생활스트레스가 있더라도 환경에 대한 이해와 적극적 참여가 주관적 행복을 결정하는 요인이 되기 때문에 학교 안과 밖에서 다양한 참여 기회를 제공할 필요가 있다. 초등학생과 중학생 집단 간 주관적 행복을 증진시킬 방안은 차별화된 개입 전략이 필요한데, 중학생 집단은 학교 신뢰와 같은 학교 유대를 강화하고, 초등학생 집단에는 지역사회 참여를 강화해야 할 필요가 있다. 학교 신뢰는 학교 정책과 기능에 대한 신뢰로 유대적(bonding) 특성이 포함되어 있다. 청소년기 학교 유대의 중요성에도 불구하고, 학교 유대감을 쌓기에는 학교 환경이 학업 성취 중심적이고 경쟁적인 한계가 있다. 중학생이 되면 학업 성취에 부담을 본격적으로 느끼기 시작하기 때문에 학교와 학교 안 구성원들과 충분한 유대와 신뢰를 경험하기 어렵다. 그러나 선행 연구들은 청소년기 학교 신뢰와 유대만으로 문제 행동이 줄어들고, 긍정적 발달 성과를 촉진시킨다고 보고 한다(Kim SS, 2018; Son SO, 2018). 초등학생과 중학생 모두 학교 신뢰가 중요하지만, 특히 중학생 시기 학교의 기능과 역할에 신뢰하고 유대감을 경험하게 할 수 있는 정책적, 실천적 노력이 필요하다. 청소년기 학업성취는 성인이 된 이후 삶의 질과 밀접한 상관관계가 있다(Park BS et al., 2012). 중학생이 되면서 학업 성취를 해야 하는 우리나라 교육 현실을 고려하면, 청소년기 학교 환경이 안전하고, 편안하다고 인식하는 것이 학교 적응을 높일 수 있는 발달적 자산이 된다(Shim SJ, 2016; Son SO, 2018). 반면 초등학생 집단은 학교 유대보다는 다양한 지역사회 참여를 통해서 유대감을 경험하게 하는 것이 주관적 행복감을 증진시킬 수 있는 방안이 된다. 지역사회에 대한 인식은 긍정 발달을 가능하게 하는데, 부모 이외에 다양한 사회화 기관과 상호작용을 하면서 대인관계 기술을 습득하기도 하고, 청소년기 사회적 관계 확대라는 발달 과업을 성취하게 되기 때문이다.

흥미로운 점은 학교생활스트레스가 주관적 행복에 미치는 영향과 학교 신뢰와 지역사회 참여의 매개효과에서 성별 차이가 확인되었다. 이는 주관적 행복감에는 성별 차이가 없다는 일부 보고와는 다른 결과로 청소년기 주관적 행복감에는 성별 차이를 고려할 필요를 확인하였다(Ko EH, 2015). 선행 연구결과는 학교생활스트레스가 발달 성과에 미치는 다양한 영향에서 성별 차이가 나타날 수 있다는 것을 시사한다(Son SO, 2016 & 2018). 지역사회 시설 이용은 곧 지역사회 참여를 의미하는 것으로 여학생 집단을 대상으로 다양한 지역사회 참여를 독려할 필요가 있다. 주관적 행복감은 정신건강과 밀접한 관계가 있는데, 지역사회 자원의 이용이 여학생의 우울과 위험행동을 할 가능성을 낮춘다는 보고(Urban et al., 2009)를 고려하면, 여학생 집단을 대상으로 지역사회 자원을 이용할 수 있는 적극적인 기회 보장이 필요하다.

한편 지역사회 참여는 여학생보다 남학생에게서 더 중요한 의미를 갖는다는 연구 결과도 있다(Son SO, 2016). 게다가 Kim SS(2018)의 연구는 시설보호 아동으로 한정하여 연구한 결과에서 주관적 행복을 결정하는 요인으로 학교 경험과 인식의 중요성을 보고하고 있다. 본 연구 결과는 이와 같은 선행 연구결과들을 다시 한 번 확인하는 결과로 남학생 집단에서 학교생활스트레스가 주관적 행복감에 미치는 부정적 영향을 감소시킬 수 있는 방안으로 학교와 지역사회 참여를 늘려갈 필요를 확인하였다. 무엇보다 학교에 대한 신뢰와 유대는 청소년의 긍정발달을 지지하는 발달 자산이지만, 특히 여학생에게서 긍정 발달의 효과가 확인된 연구 결과와 같이 본 연구 결과에서 학교 신뢰는 동일하게 여학생 집단에서만 확인 된다(Son SO, 2018). Kim MK et al. (2012)은 여학생은 학업스트레스를 더 많이 느끼고, 부모, 또래와의 관계가 더 중요하게 발달성과에 영향을 미치지만, 남학생의 경우는 자기통제감과 신뢰를 확인해나가는 과정이 더 중요하다고 설명한다. 이와 같은 연구 결과들을 고려하면, 여학생은 학교와 신뢰를 쌓아가면서 관계에서 유대감을 충분히 경험하는 것과 남학생은 지역사회 참여와 같은 다양한 상호작용을 늘려가면서 자기 역량을 확인해나가는 과정이 고려될 필요가 있다.

이처럼 초기청소년들의 학교생활스트레스가 주관적 행복감에 미치는 부정적 영향을 감소시키기 위해서는 학교급 (연령)과 성별 차이를 고려하되, 학교 신뢰와 유대를 증진 시키는 노력이 선행될 필요가 있다. 학교생활스트레스는 학교 유대와 지역 사회 참여를 위축시키는 선행 요인이기 때문에(Olweus, 1993; Son SO, 2016), 학교생활스트레스를 경감할 수 있는 교육 정책과 함께 학교가 갖는 기능에 대한 신뢰를 가질 수 있도록 유대감 증진을 위한 교육 프로그램이 적극적으로 실천되어야 한다.

청소년기에 학교와 지역사회에서 다양한 참여 기회를 보장받고, 상호작용을 할 때 건강하게 성장하고 발달할 수 있다(Son SO et al., 2015). 더불어 청소년기 행복감은 성장과정을 거치면서 긍정의 힘을 제공하는 원천이 된다(Kim SS, 2018). 청소년이 행복하다고 느낄 수 있기 위해서는 학교 신뢰와 지역사회 시설을 이용하는 등 지역사회 참여를 적극적으로 할 수 있는 환경 조성이 우선되어야 한다. 청소년기 다양한 지역사회 참여의 중요성을 확인한 연구들은 학교와 지역사회 참여는 부모 이외의 다양한 상호작용 기회가 되기 때문에 청소년기 긍정 발달 자산이 된다고 설명한다(Olweus, 1993; Urban et al., 2009). 학교 안에서 청소년의 스트레스 대처 방안을 적극적으로 교육하고, 정신건강 증진을 위한 상담과 다양한 프로그램을 마련할 필요가 있다. 학교 안 다양한 프로그램은 학교 유대를 강화하여 학교를 신뢰하고, 학교 안에서 경함하는 스트레스를 경감시킬 것이다. 청소년기 학교의 중요성은 무엇보다 중요하기 때문에 교사, 상담사와 사회복지사 등 다학제적팀에 의해서 청소년 발달 특성에 맞는 개입 방안을 모색할 필요 또한 요구된다.

본 연구는 초기청소년들의 학교생활스트레스가 주관적 행복에 미치는 부정적 영향을 줄일 발달 자원을 확인하기 위해서 초기청소년 전체, 학교급과 성별 차이를 확인한 의미 있는 연구 결과를 제시하였다. 본 연구는 전국을 대표하는 2차 자료를 활용하였지만, 학교생활스트레스, 학교 신뢰, 지역사회 참여와 주관적 행복감의 측정도구를 반영하지 못하는 한계를 가지고 있다. 즉, 지역사회 참여는 지역사회 유관기관을 이용 경험과 관련된 것으로 보다 넓은 의미에서의 지역사회 참여를 반영하지 못하고 있으며, 주관적 행복감은 단일 문항으로 본래 의미를 측정하기에는 부족함이 있다. 특히 지역사회 참여는 그 자체가 여가 활동이기도 하고, 또 청소년의 목소리를 반영하는 활동이 포함되기도 하지만, 지역사회 참여 역시 단편적인 내용만을 포함하고 있다. 측정도구로 인해서 본 연구 결과를 일반화하여 해석하기에는 어려움이 있기 때문에 추후 연구에서는 보다 정확한 측정 도구를 반영할 필요가 있다. 청소년기 학교생활스트레스가 주관적 행복에 미치는 영향을 확인할 수 있는 척도로 구성된 조사를 통해서 추후 연구가 이루어질 필요가 있다. 무엇보다 학교생활스트레스와 주관적 행복의 관계는 단일시점보다 종단적 영향을 통해서 논의될 때, 그 영향을 보다 분명히 확인할 수 있다. 추후 연구를 통해서 학교생활스트레스가 주관적 행복에 미치는 영향을 종단적으로 확인한 연구가 이루어지길 기대한다.

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

Notes

매개변수를 경유한 독립변수와 종속변수에 대한 특정간접효과는 독립변수→매개변수의 비표준화 계수와 매개변수→종속변수의 비표준화 계수의 곱에 의해서 산출된다.

References

• Bae BR. 2014, Amos 21 Analysis of Moment Structure. Seoul: Chung Ram.
• Baumrind D. 1967;Child care practices anteceding three patterns of preschool behavior. Genet Psychol Mono. 75(1):43-88.
• Bryan J, Moore-Thomas C, Gaenzle S, et al. 2012;The effects of school bonding on high school seniors'academic achievement. J Couns Dev. 90(4):467-480. doi:10.1002/ j.1556-6676.2012.00058.x.Article
• Byrne DG, Davenport SC, Mazanov J. 2007;Profiles of adolescent stress:The development of the adolescent stress questionnaire (ASQ). J. Adolescence. 30(3):393-416. doi:10.1016/j.adolescence.2006.04.004.Article
• Cheung GW, Rensvold RB. 2002;Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Struct Equ Modeling. 9(2):233-255. doi:10.1207/s15328007sem0902_5.Article
• Cheung MW. 2007;Comparison of approaches to constructing confidence intervals for mediating effects using structural equation models. Struct Equ Modeling. 14(2):227-246. doi:10.1080/10705510709336745.Article
• Crosnoe R. 2004;Social capital and the interplay of families and schools. J. Marriage Fam. 66(2):267-280. doi:10.1111/j.1741-3737.2004.00019.x.Article
• Dearing E, Wimer C, Simpkins SD, et al. 2009;Do neighborhood and home contexts help explain why low-income children miss opportunities to participate in activities outside of school? Dev Psychol. 45(6):1545-1562. doi:10.1037/a0017359.ArticlePubMed
• Diener E. 1994;Assessing subjective well-being:Progress and opportunities. Soc Indic Res. 31(2):103-157. doi:10.1007/bf01207052.Article
• Fortin N, Helliwell JF, Wang S. 2015, How does subjectuve well-being vary around the world by gender and age? In J Helliwell, R Layard, J Sachs (Eds.), World Happiness Report. p. 42-73. New York, NY: Sustainable Development Solutions Network.
• Glanz K, Schwartz MD. 2008, Stress, coping, and health behavior. In K Glanz, BK Rimer, K Viswanath (Eds.), Health behavior and health education: Theory Research and Practice. p. 211-236. San Francisco, CA: Jossey-Bass; .
• Hu LT, Bentler PM. 1999;Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis:Conventional criteria versus new alternatives. Struct Equ Modeling. 6(1):1-55. doi:10.1080/10705519909540118Article
• Joronen K, Åstedt-Kurki P. 2005;Familial contribution to adolescent subjective well-being. Int J Nurs Pract. 11(3):125-133. doi:10.1111/j.1440-172x.2005.00509.x.ArticlePubMed
• Kim MK, Kim YH, Hwang SR, et al. 2012;The effect of school Grades on Academic Stress in Adolescence:Focusing on the Moderating Effect of Gender. Journal of Youth Welfare. 14(4):165-187.
• Kim SS. 2018;Comparison of the factors associated with the subjective well-being of children in residential care among different age groups. Journal of the Korean Society of Child Welfare. 63:55-78. .Article
• Ko EH. 2015;The Research On Effect of Peer Victimization Experience affecting Life Satisfaction. (Master's thesis). Seoul National University; Seoul: Retrieved from: http://www.riss.kr/link?id=T13925658 .
• Lazarus RS, Folkman S. 1984, Stress, Appraisal, and Coping. New York, NY: Springer Publishing Company; .
• MacKinnon DP, Luecken LJ. 2008;How and for whom?. Mediation and moderation in health psychology. Health Psychol. 27(2S):S99. doi:10.1037/0278-6133.27.2(suppl.).s99.ArticlePubMedPMC
• Moreland AD, Dumas JE. 2008;Evaluating child coping competence:Theory and measurement. J Child Fam Stud. 17(3):437-454. doi:10.1007/s10826-007-9165-y.Article
• Olweus J. 1993, Bullying in school:What we know and what we can do. Oxford: Blackwell Publishers.
• Park BS, Bae SW. 2012;The effects of interpersonal relationships and academic achievement on the subjectuve well-being among school adolescents :comparison of gender and school types. Journal of Adolescent Welfare. 14(3):215-238.
• Park SY, Lee H. 2013;Determinants of Subjective Well-being among Korean Adolescents. Korean J Stress Res. 21(2):73-84. http://uci.or.kr/G704-002182.2013.21.2.007
• Preacher KJ, Hayes AF. 2008;Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models. Behav Res Methods. 40(3):879-891. doi:10.3758/brm.40.3.879.ArticlePubMed
• Shim SJ. 2016;Deterninants of Subjective Well-being in Korea. Journal of Korean Official Statistics. 21(3):25-47. http://uci.or.kr/G704-001484.2016.21.3.007
• Son SO. 2016;Pathway from School-related Stress to Computer-game Immersion:Examining the Mediating Effects of Social Participation and Adolescent-Parents relation and Gender Difference. Korean J. Youth Stud. 23(11):217-243. doi:10.21509/ KJYS.2016.11.23.11.217.Article
• Son SO. 2018 The Effects of Parenting Behaviors on Adolescents'Positive and Negative Development (Doctoral thesis). Seoul National University; Seoul, Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T14953130
• Son SO, Lee BJ. 2015 A Study of Influencing Factors of adolescent social relations:Examining the Mediating Effects of Aggression and Depression, and gender differences. Korean Journal of Youth Studies 22(10):1-26. http://uci.or.kr/G704-000387.2015.22.10.007
• Urban JB, Lewin-Bizan S, Lerner RM. 2009;The role of neighborhood ecological assets and activity involvement in youth developmental outcomes:Differential impacts of asset poor and asset rich neighborhoods. J Appl Dev Psychol. 30(5):601-614. doi:10.1016/ j.appdev.2009.07.003.Article

Figure & Data

References

Citations

Citations to this article as recorded by  

• Moderating Effects of Digital Citizenship on Problematic Digital Media Use and Children's Happiness: A Cross‐Sectional Study
  Euna Si, Gyungjoo Lee
  Journal of School Health.2022;[Epub]     CrossRef