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Forum for youth culture - Vol. 56

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 56, pp.77-101
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 31 Oct 2018
Received 26 Aug 2018 Revised 08 Sep 2018 Accepted 20 Sep 2018
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2018.10.56.77

청소년의 문화자본이 공감능력 및 학교적응에 미치는 영향
이병관1) ; 김미선2) ; 주성숙3) ; 강순미4) ; 방혜옥5) ; 김성환6)
1)단국대학교 스포츠경영학과 교수
2)호서대학교 대학원 청소년문화상담학과 박사과정, 교신저자
3)호서대학교 대학원 청소년문화상담학과 박사과정
4)호서대학교 대학원 청소년문화상담학과 박사과정
5)호서대학교 대학원 청소년문화상담학과 박사과정
6)호서대학교 대학원 청소년문화상담학과 박사과정

An Impact of Cultural Capital and Empathic Ability on School Adaptation in Teenager
Lee, Byungkwan1) ; Kim, Misun2) ; Ju, Seongsuk3) ; kang, Soonmi4) ; Bang, Hyeok5) ; Kim, Sunghwan6)
1)professor, Dept of sport management Dankook Univ
2)doctor’s course in Hoseo Univ. Dept of youth culture and counseling Graduate School, Corresponding Author
3)doctor’s course in Hoseo Univ. Dept of youth culture and counseling Graduate School
4)doctor’s course in Hoseo Univ. Dept of youth culture and counseling Graduate School
5)doctor’s course in Hoseo Univ. Dept of youth culture and counseling Graduate School
6)doctor’s course in Hoseo Univ. Dept of youth culture and counseling Graduate School

초록

본 연구의 목적은 청소년의 문화적 자본이 공감능력 및 학교적응에 미치는 영향을 실증적으로 규명하여 청소년 관리 주체에 유용한 자료로 제공하는데 있다. 연구대상은 충청남도 소재 중학교에 재학 중인 학생들로서 최종 통계분석에는 530부의 자료가 활용되었다. 아울러 다중회귀분석법으로 가설을 검증하였으며, 그 결과는 다음과 같다. 첫째, 문화적 자본과 공감능력과의 관계에서 공감능력의 하위 요인 중 관점취하기에는 문화적취향(+)과 문화적 품목(+)이, 상상하기에는 문화적 활동경험(+)과, 문화적취향(+), 문화적 품목(+)이, 공감적 관심에는 문화적 취향(+)만이, 개인적 고통에는 문화적 활동경험(+)이 유의미한 영향을 미쳤다. 둘째, 문화적 자본과 학교적응과의 관계에서 학교적응의 하위 요인 중 학습활동에는 문화적 활동경험(-)과 문화적 취향(+), 문화적 품목(+)이, 학교규칙에는 문화적 활동경험(-)과 문화적 취향(+)이, 교우관계에는 문화적 취향(+)만이, 교사관계에는 문화적 활동경험(-)과 문화적 취향(+)이 영향을 미쳤다. 셋째, 공감능력과 학교적응과의 관계에서 학교적응의 하위 요인 중 학습활동에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+), 개인적 고통(-)이, 학교규칙에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+)이, 교우관계에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+), 개인적 고통(-)이, 교사관계에는 관점 취하기(+)와 상상하기(-), 공감적 관심(+), 개인적 고통(-)이 유의한 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 청소년의 공감능력과 학교적응에는 문화적 자본이 효과적이므로 이를 위한 전략 마련과 대응이 요구된다.

Abstract

The purpose of this study is to provide an empirical evidence on the impact of cultural capital and empathic ability on school adaptation in teenager. The subjects of the study were students enrolled in middle schools in Chungcheongnam-do, and 530 copies were used for final statistical analysis. Also, the hypothesis was verified by multiple regression analysis, as shown below. First, in terms of the relationship between cultural capital and empathic ability, cultural preference (+) and cultural item (+) in taking a viewpoint among the subfactors of emphatic ability; cultural activity and experience (+), cultural preference (+) and cultural item (+) in imagining; only the cultural preference (+) in the emphatic interest; and cultural activity and experience (+) in personal agony had a significant impact. Second, in terms of the relationship between cultural capital and school adaptation, cultural activity and experience (-), cultural preference (+), and cultural item (+) in learning activity among the subfactors of school adaptation; cultural activity and experience (-) and cultural preference (+) in school rules; only the cultural preference (+) in friendship; and cultural activity and experience (-) and cultural preference (+) had a significant impact. Third, in terms of the relationship between emphatic ability and school adaptation, taking a viewpoint (+), emphatic interest (+) and personal agony (-) in learning activity among the subfactors of school adaptation; taking a viewpoint (+) and emphatic interest (+) in school rules; taking a viewpoint (+), emphatic interest (+) and personal agony (-); and taking a viewpoint (+), imagining (-), emphatic interest (+) and personal agony (-) in the relationship with teacher had a significant impact. The results show that cultural capital is effective for the emphatic ability and school adaptation of teenager. Therefore, strategy and correspondence to the same are demanded.


Keywords: cultural capital, empathic ability, school adaptation.
키워드: 청소년, 문화적자본, 공감능력, 학교적응

Ⅰ. 서 론

현대사회의 청소년들은 과거에 비해 경제적으로 풍족한 환경이지만 지나친 입시경쟁으로 인한 과도한 스트레스에 노출되기도 한다(장택용, 2016). 끼와 재능보다는 공부 및 성적으로 평가되는 경쟁 환경에 의해 심한 스트레스를 받고 있다(송혜연, 2017). 청소년의 과도한 스트레스는 일탈을 비롯한 비행, 학교폭력 등 사회문제로 이어질 수 있기 때문에 주의 깊게 관찰해야 한다. 최근 학교 안과 밖에서 청소년 일탈을 넘어 범죄화에 이르는 현상이 많아지는 현상도 같은 맥락이다. 이렇듯 우리나라의 청소년들에게 처해진 부정적 환경은 서구 사회의 청소년보다도 더 비관적(김미숙, 2015)이어서 이는 학교생활 만족도 저하 등 학교 부적응으로 이어진다.

학교는 청소년들이 사회화 훈련을 시작하는 또 다른 교육의 장으로 이들의 발달과정에 있어서 가정과 더불어 가장 많은 영향력을 미치는 곳이다(장재영, 2016). 학교는 청소년들이 미래의 사회인으로서 성장하고 적응하도록 도와주는 지적 수준 향상 및 기술 습득 기능과 사회에 능동적으로 적응하게 하는 인격형성의 기회를 제공한다(송영경, 2006; 이선화, 2013; 장재영, 2016). 그러므로 학교라는 공간이 학생들에게는 스트레스를 받는 공간이 아니라 사회의 구성원으로 인성과 삶의 태도를 성숙하게 변화시키는 공간이 되어야 한다.

청소년들에게 처해진 부정적 환경을 차단하기 위해서는 이들에게 물질문명 사회에서 나타나는 쾌락적이고 감각적 환경에 노출되지 않도록 하는 것이 중요하며, 더 나아가 문화 및 스포츠를 통한 정서적 안정과 원초적 경향성을 감소시킬 수 있도록 유도해야 한다. 그러한 노력의 일환으로 청소년들에게 능동적인 문화적 자본 함양 전략이 요구된다. 문화적 자본 함양은 청소년들에게 정서적 안정감은 물론 민주 시민으로서의 교양과 철학을 갖게 하여 긍정적 행동을 하게 한다. 청소년들이 문화적으로 의미 있는 행동양식의 습득과 그 습득과정에서 얻어진 상호작용이 청소년들의 사고와 행동에 긍정적으로 작용되기 때문이다(박철홍, 2015; Vygotsky, 1994).

학교적응이 학교에서 생활하며 일어나는 모든 문제에 대해 학교생활에서의 환경을 자신의 욕구에 맞게 변화시키거나 스스로 변화되어 조율되어지는 과정으로서 청소년과 학교생활과의 관계가 만족스럽게 유지되어지는 상태를 의미한다. 의미에서 보듯이 학교적응은 단순한 측면보다는 청소년의 학교생활 전반에 걸쳐 이루어지는 결과 요인이자 새로운 출발 요인이기에 이를 제어하기 위한 다양한 독립변인을 발견하는 것이 중요한데 그 중 문화적 자본 요인은 그 잠재성에 있어서 매우 크다.

문화적 자본은 청소년의 경향적 성향을 감소시켜 학교적응에도 도움을 주는 요인으로 보고(강현아, 우석진, 강현주, 2012; 박다현, 2010; 조유리, 2011; 조유리, 강현아, 2011)되고 있다. 또한 다문화가정의 청소년 및 아동들에게도 문화적 자본이 학교적응에 영향(이상균, 박현선, 노현희, 이채원, 2012)을 미치는 것으로 나타났다. 여러 선행연구에서도 개인의 문화적 자본이 긍정적이고 충실할수록 사회화에 긍정적이고, 더불어 사회적응에도 도움을 준다고 하여 청소년들의 문화적 자본은 공감능력 및 학교적응에도 직간접적으로 관여할 수 있음을 예상할 수 있다. 청소년의 예술교육경험은 정서공유에 의해 공동체 의식을 증대시키고, 자신과 타인을 이해하는 공감능력에 도움을 준다고 한 Bamford(2006)의 견해와 문화예술 경험이 의사소통 능력과 타인배려 능력이 향상된다고 한 김은영(2011)의 견해, 청소년의 뮤지컬 등 문화활동은 공감능력과 관계 한다는 강소희(2018)의 주장은 문화예술 및 스포츠활동 등이 포함된 문화적 자본과 공감능력은 매우 큰 상관관계가 있음을 시사해 주고 있다. 또한 가정 안에서 공감 받으며 자란 청소년은 정서적으로 안정감이 있고 학교, 사회적 상황에서 경험되어지는 문제를 스스로 대처할 수 있는 내적인 힘이 있어 학교생활 적응에 긍정적 영향을 미친다는 것을 선행연구들로 예상할 수 있다. 부모의 공감이 학교생활 적응 뿐 아니라 정서조절의 영향을 미쳐 긍정적 학교생활 적응에 간접적으로 영향을 미친다(신희정, 2013)는 것과, 부모 공감 수준이 높을수록 학교생활 적응 수준이 높다(이종연, 김복미, 2012)는 견해를 볼 때, 공감능력이 청소년들의 문제해결능력과 긍정적 정서조절을 통한 학교생활 적응에 중요한 요인임을 알 수 있다.

한편 부모의 문화적 자본은 자녀의 학업성취와 관계(김은미, 2012; 박철홍, 2015; 방하남, 김기헌, 2002; 장미혜, 2002; 차정민, 2002)하고, 사회ᐧ환경적 특성과 학교생활적응에 도움을 준다는 연구(문은식, 2001; 송영경, 2006; 이동훈, 정원식, 신효정, 박관성, 송은미, 백윤미, 2007)들은 청소년에 있어서 문화적 자원은 이들의 공감능력뿐만 아니라 학교적응이라는 사회적 맥락 차원에서 종합적으로 관계하는 중요한 요인임을 알려준다. 아울러 청소년의 공감능력이 학교생활만족도와 관계한다는 박정우(2016)의 견해와 공감능력과 교우관계 및 자기조절능력과 관계한다는 박지수(2010)의 연구도 문화적 자본에 의한 공감능력 향상은 청소년의 학교적응에 기여할 것이라는 점을 충분히 예상할 수 있다.

그러나 청소년에게 문화적 자본이 중요하고 이 요인들이 청소년의 생활에 지대한 영향을 미치는 요인임에도 불구하고 청소년의 문화적 자본과 공감능력과의 관계 연구와 학교적응 연구는 현실적으로 미흡한 수준에 머물러 있어 그 방향 관계가 명확하게 제시되지 않고 있다. 아울러 기존 연구물들은 유사 요인들과의 관계 연구 및 그 마저도 단순 경로 관계 파악에 그치는 것을 알 수 있다. 즉 본 연구에서 파악하고자 하는 문화적 자본과 공감능력, 문화적 자본과 학교적응, 공감능력과 학교적응과의 관계를 세부적인 측면에서 분석한 연구는 미흡하다. 따라서 본 연구는 청소년에게 있어서 문화적 자본이 교양인으로서, 사회인으로서 매우 중요하게 작용 한다는 것을 직시하고, 청소년의 문화적 자본이 공감능력 및 학교적응에 미치는 영향을 실증적으로 파악하는데 목적이 있다. 이를 토대로 미시적으로는 가정 및 학교현장에서, 거시적으로는 사회 및 국가적 차원에서 청소년에 대한 교육정책 및 환경 개선 전략에 실질적인 자료로 제공하고자 한다.


II. 이론적 배경
1. 문화적 자본

문화적 자본(cultural capital)은 Bourdieu(1987)에 의해서 개념화되기 시작했다. 그는 문화적 자본을 계급 격차 조장에 대한 부정적 의미보다는 문화집단의 정체성 형성의 발전적 역할의 긍정적 의미로 제시하였다. 즉 사회 구성원으로 문화 활동을 통해 얻는 지식 또는 미학 행위를 추구하는 역량 또는 능력을 문화적 자본으로 정의하였다(Lin & Chen, 2012). 따라서 본 연구에서의 문화적 자본은 “청소년들이 문화 활동(다양한 문화예술활동, 스포츠문화 활동, 문학활동 등)을 통해 얻는 지식, 문화 행위를 추구하는 역량 또는 능력”이라고 조작적으로 정의하고자 한다. Bourdieu(1986)는 문화적 자본을 체화된(embedded) 문화적 자본과 객체화된(objectified) 문화적 자본, 제도화된(institutionalized) 문화적 자본의 세 가지 유형으로 구분지어 설명한다. 문화 행위와 지식을 습득하면 그만큼 자신의 삶을 심미적으로 풍요롭게 한다는 것이 체화된 문화적 자본이고, 문화 활동에 활용되는 재화 즉, 서적이나 예술품, 음반, 영화, 스포츠, 여가 등과 같은 창작물들을 일컫는 객체화된 문화적 자본이다. 그리고 교육을 통해서 습득한 문화적 지위를 제도화된 문화적 자본이라 할 수 있다.

문화적 자본의 구성요소를 DiMaggio(1982)는 태도, 정보, 취향, 활동, 품목 등의 5요소를(박다현, 2010 재인용), Bourdieu(1987)는 문화적 활동경험과 문화적 취향, 문화적 품목 등을 제시하고 있다(박다현, 2010 재인용; 박철홍, 2015). 본 연구는 Bourdieu(1987)가 제시한 문화적 활동경험, 문화적 취향, 문화적 품목의 3요소를 문화적 자본으로 정의하고 공감능력 및 학교적응과의 관계를 파악하고자 한다.

2. 공감능력

공감은 “타인의 감정이나 내적인 경험을 마치 내 것처럼 느끼고 이해하며 상호간에 소통하는 과정”을 말한다(Rogers, 1975). 이에 더해 공감능력은 자신을 상대방의 입장에서 생각하도록 하는 정신 내적인 현상(Kohut, 1984), 타인에 대한 이해를 바탕으로 원만한 의사소통을 하는 사회적 능력(Davis, 1983), 친사회적 행동을 증진시키고 원만한 대인관계를 유지시키는 원동력(Eisenberg & Miller, 1987)을 의미한다. 공감능력의 구성 요소인 인지적 요소는 공감적 정서나 행동을 도출하는 지적인 기제 또는 작용을 의미하며(박성희, 1996), 역할 취하기와 감정의 인식 등이 포함된다(이옥희, 2010). 반면에 Davis(1980)는 인지적 요소를 관점취하기와 상상하기로 제시하고 있다. 관점취하기는 일상생활 속에서 자발적으로 다른 사람들의 심리적인 관점을 이해하려는 경향성이며, 상상하기는 허구적인 상황을 가정했을 때 그 속에서 자신의 느낌을 상상해 보는 경향성이다(오영은, 2014). 정서적 요소는 타인의 감정을 함께 나누는 것을 의미한다(한종순, 2005). 그러나 Barnnett(1982)는 정서의 대리경험, Hoffman(1984)은 정서적 반응, Eisenberg와 Miller(1987)는 정서적 상태 등으로도 설명하고 있다(박혜진, 2010). Davis(1980)는 공감에 의한 정서 반응을 공감적 관심과 개인적 고통으로 구분하기도 하였다(오영은, 2014). 본 연구에서는 Davis(1983)가 제시한 인지적 차원과 정서적 차원을 토대로 “청소년이 다른 사람들에 대한 이해를 바탕으로 타인 및 동료들과 원만하게 의사소통을 하는 사회적 능력”을 공감능력으로 정의하고, 관점취하기를 비롯한 상상하기, 공감적 관심 그리고 개인적 고통 등을 하위 요인으로 정의하여 연구하고자 하였다.

3. 학교적응

적응은 개인과 환경 간의 능동적인 상호관계(Lazarus,1976), 개인과 환경 사이에 상호 조화된 관계를 맺도록 자기 자신의 행동을 변화 시킨다거나, 환경에 순응하고 통제하여 조화를 이루는 과정(배진화, 2002)을 의미한다(조수현, 2012). 적응의 관점에서 학교적응은 “학생들이 학교의 다양한 환경에서 순응하고 조화를 이루는 과정”으로 설명할 수 있다. 따라서 학교생활에 능동적 적응자는 학교생활 만족도가 높아지는 반면에, 부적응자는 흥미 상실로 인해 학업성적의 저하 및 부정적 행동으로 귀결된다(김세영, 2004: 김신경, 박민경, 안지선, 2014). 학교적응의 구성요소를 여러 연구에서 다양하게 제시하고 있지만 일반적으로 교사관계, 교우관계, 학교수업, 학교규칙 등의 네 요인으로 제시하고 있다(노미숙, 2003; 이정은, 2012; 정수경, 2011). 교사관계는 교사와의 관계의 질로서 이 요인은 학생들의 인지와 정서 행동, 학습 행동 등 영향을 미친다(김희정, 2011). 교우관계는 교내 친구와 공감하고, 서로 배려하고 믿으며, 친구에게 자신을 스스로 드러내고, 서로를 지지하는 것(박은영, 2013)으로서 학생의 사회적 기술 등에 영향을 미친다(곽경련, 2001; 이애옥, 2008; 지복희, 2011). 학교수업은 학교생활의 주된 부분으로서 학습상황에서 유발되어지는 스트레스에 잘 대처하고 있는 정도이다(김순희, 2007: 오영은, 2014; 홍애순, 2013). 학교규칙은 학교 내의 규칙을 잘 지키고 대처하는 능력을 의미한다(김순희, 2006: 오영은 2014). 따라서 본 연구에서는 선행 연구자가 제시한 교사관계, 교우관계, 학교수업, 학교규칙 등의 네 요인과 문화적자본과 공감능력과의 관계를 규명하고자 하였다.

4. 연구가설 및 모형
1) 문화적자본과 공감능력과의 관계

Rogers(1975)는 문화적 자본의 결과 요인으로 공감능력을 강조하였고, Bamford(2006)도 예술의 교육적 경험은 정서공유를 통해 공동체 의식 함양, 자신과 타인을 이해 능력 증대 등에 도움을 준다고 하였다. 정보람과 김휘정(2012)은 문화적 자본은 공감능력과 관계한다고 하였고, 김은영(2011)도 문화예술 경험이 의사소통 능력과 타인배려 능력이 향상된다고 하여 청소년의 문화적 자본은 다양한 측면에서 공감능력을 향상시킬 수 있음을 강조하고 있다. 따라서 본 연구는 선행연구를 근거로 청소년의 문화적 자본은 공감능력에 영향을 미칠 것으로 예측되어 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 1. 청소년의 문화적 자본은 공감능력에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

2) 문화적 자본과 학교적응과의 관계

방하남과 김기현(2002), 장미혜(2002)는 문화적 자본을 가진 학생들이 그렇지 못한 학생들보다 학업성취도가 높다고 하였다. 장미혜(2002)DiMaggio(1982); Lareau & Horvat(1999)도 학생의 문화적 자본은 교사와의 원활한 의사소통과 관계한다고 하였다. 이러한 선행연구들을 통하여 청소년의 문화적 자본은 학교적응에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 예측할 수 있다. 따라서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 2. 청소년의 문화적자본은 학교적응에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

3) 공감능력과 학교적응과의 관계

청소년들의 공감능력은 학교적응에 영향을 미치는 것으로 나타났다(배은경, 2011; 최나래, 신나나, 2014; 이명순, 2013). Eisenberg와 Fabes(1990)는 공감능력이 좋을수록 친구와의 관계가 좋아지고, 학교적응에도 긍정적이라고 하였다. 권연희(2003)도 청소년의 공감능력과 사회적 능력은 교우관계에 영향을 미치며 학교생활에 잘 적응하는데 중요한 기능을 한다고 하였다. 공감능력이 높다는 것은 타인의 입장에서 이해, 배려하는 힘과 원동력이 있으므로 또래 관계가 원만하고 낮은 공격성, 높은 학업성취에 긍정적 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 따라서 본 연구는 이의 선행연구를 근거로 하여 청소년의 공감능력은 학교적응과의 관계가 있을 것으로 예측되어 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 3. 청소년의 공감능력은 학교적응에 정(+)의 영향을 미칠 것이다.

이를 토대로 본 연구는 다음과 같은 연구모형을 설정하였다.


<그림 1> 
연구모형


Ⅲ. 연구방법
1. 연구대상 및 표집방법

본 연구의 연구대상은 충청남도의 C시 및 충청북도 C시에 소재한 중학교에 재학 중인 학생들이다. 비확률 추출방법에 의한 편의표본추출법을 활용하여 추출하였다. 조사기간은 2017년 5월 1일부터 2017년 5월 10일까지 9일 동안 이루어졌다. 최초 설문지 460부를 배포(충청남도 C시는 100명, L시는 160명, 충청북도 C시는 200명)하여 436부가 수집 되었으며, 부실하게 응답된 설문지 등 건전하지 못하다고 판단된 설문지 1부를 제외한 431부가 분석에 활용되어 95%의 최종 분석율을 보였다. 조사된 대상자의 특성을 살펴보면, 1학년이 39.1%(170명), 3학년이 33.1%(144명), 2학년이 27.8%(121명)로 나타났다. 또한 성별에는 남학생이 77.5%(337명), 여학생이 22.5%(98명)로 나타났다.

2. 조사도구
1) 조사도구의 개요

문화적 자본은 차정민(2002)의 연구에서 발췌하여 수정/보완하여 사용하였으며, 문화적 활동경험, 문화적 취향, 문화적 품목의 3개 하위요인에 13문항으로 구성되었다. 공감능력은 유하영(2016)의 연구에서 발췌하여 수정/보완하여 사용하였으며, 관점취하기, 상상하기, 공감적 관심, 개인적 고통의 4개 하위요인에 17문항으로 구성되었다. 학교적응은 문수경(2014)의 연구에서 발췌하여 수정/보완하여 사용하였으며, 학습활동, 학교규칙, 교우관계, 교사관계의 4개 하위요인에 20문항으로 구성되었다. 아울러 모든 척도의 문항은 5점의 리커트 형식으로 구성되었다.

2) 조사도구의 타당성 및 신뢰성

한편 조사도구의 타당도검증을 위한 탐색적 요인분석을 실시하였으며, 주성분분석(principal component analysis)을 위한 요인추출방법과 회전방식은 직각회전의 Varimax방법을, 1.0이상의 eigen value 기준을 적용하여 요인화 하였다. 신뢰도 분석은 Cronbach's α법으로 도출하였다.

우선 문화적 자본에 대한 탐색적 요인분석을 실시한 결과는 <표 1>에 제시되었다, 그 결과 문화적 활동경험, 문화적 취향, 문화적 품목의 3개 하위요인으로 분류되었다. 설명력은 60.15%로 나타나 문화적 자본 척도는 타당성이 입증되었다. Cronbach's α값에 의한 신뢰도 계수는 문화적 활동경험이 .794 문화적 취향 .822, 문화적 품목 .688로 나타나 신뢰성 있음이 판명되었다.

<표 1> 
문화적 자본에 대한 탐색적 요인분석 결과
설문문항 문화적 활동경험 문화적 취향 문화적 품목
문화적 활동경험2 .271 .818 .145 .682
문화적 활동경험4 .213 .797 .148 .709
문화적 활동경험1 .320 .755 .106 .728
문화적 활동경험3 -.019 .648 .224 .852
문화적 취향3 .798 .239 .195 .746
문화적 취향2 .729 .201 .029 .798
문화적 취향1 .701 -.020 .145 .827
문화적 취향5 .679 .209 .222 .783
문화적 취향4 .635 .398 .294 .771
문화적 품목2 .064 .005 .821 .609
문화적 품목3 .138 .321 .720 .571
문화적 품목1 .360 .185 .576 .627
문화적 품목4 .182 .176 .549 .681
고유값 2.931 2.761 2.126
분산(%) 22.549 21.242 16.356
누적(%) 22.549 43.791 60.148
신뢰도 .794 .822 .688
KMO=.882, Bartlett's Test=2229.535, df=78, p=.000

공감능력에 대한 요인분석을 실시한 결과는 <표 2>에 제시되었다. 관점취하기, 상상하기, 공간적 관심, 개인적 고통으로 4개의 하위요인으로 분류되었다. 설명력은 68.97%로 나타나 타당성 있음이 판명되었다. Cronbach's α값에 의한 신뢰도 계수는 관점취하기가 .897, 상상하기가 .872, 공감적 관심 .800, 개인적 고통이 .730으로 나타나 신뢰성 있음이 판명되었다.

<표 2> 
공감능력에 대한 탐색적 요인분석 결과
설문문항 관점취하기 상상하기 공감적관심 개인적고통
관점 취하기4 .853 .057 .109 .087 .879
관점 취하기6 .816 .183 .038 .108 .882
관점 취하기5 .769 .134 .077 .250 .887
관점 취하기1 .740 .196 .295 -.036 .877
관점 취하기2 .718 .125 .409 -.109 .878
관점 취하기3 .704 .092 .431 -.001 .879
상상하기3 -.032 .832 .019 .273 .840
상상하기6 .121 .790 .062 .303 .838
상상하기5 .109 .769 .204 .025 .848
상상하기2 .187 .777 .072 .249 .838
상상하기4 .128 .726 .139 -.192 .866
상상하기1 .314 .603 .226 -.023 .870
공감적 관심2 .245 .136 .856 .122 .625
공감적 관심1 .214 .270 .820 .131 .689
공감적 관심3 .290 .112 .550 .310 .866
개인적 고통1 .018 .096 .179 .816 .000
개인적 고통2 .141 .197 .117 .797 .000
고유값 3.930 3.670 2.335 1.1791
분산(%) 23.115 21.588 13.736 10.533
누적(%) 23.115 44.703 58.439 68.972
신뢰도 .897 .872 .800 .730
KMO=.867, Bartlett's Test=4188.826, df=136, p=.000

학교적응에 대한 요인분석을 실시한 결과는 <표 3>에 제시되었다. 학습활동, 학교규칙, 교우관계, 교사관계로 4개의 하위요인으로 분류되었다. 요인분석 과정에서 교우관계 1, 3번 문항은 요인적재치 .5 미만으로 나타나 이 두 문항을 제거하였다. 또한 설명력은 68.72%로 나타나 타당성 있음이 판명되었다. Cronbach's α법에 의한 신뢰도 계수는 학습활동이 .881, 학교규칙이 .848, 교우관계가 .684, 교사관계가 .898로 나타나 신뢰성 있음이 판명되었다.

<표 3> 
학교적응에 대한 탐색적 요인분석 결과
설문문항 학습활동 학교규칙 교우관계 교사관계
학습활동1 .335 .764 .234 .023 .849
학습활동2 .127 .734 .347 .122 .853
학습활동5 .145 .725 .212 .275 .867
학습활동3 .313 .721 .311 .180 .837
학습활동4 .434 .609 .252 .023 .869
학교규칙4 .179 .199 .826 .080 .799
학교규칙5 .244 .244 .737 .059 .810
학교규칙3 .303 .255 .704 .139 .805
학교규칙2 -.106 .315 .622 .333 .840
학교규칙1 .237 .422 .547 .145 .830
교우관계5 .121 .078 .102 .822 .642
교우관계4 .371 .163 .268 .666 .468
교우관계2 .427 .210 .114 .500 .658
교사관계4 .792 .189 .301 .171 .861
교사관계3 .788 .346 0.31 .265 .863
교사관계1 .749 .301 .240 .218 .868
교사관계5 .713 .066 .387 .009 .905
교사관계2 .701 .360 -.022 .344 .876
고유값 3.832 3.437 3.182 1.919
분산(%) 21.288 19.093 17.675 10.661
누적(%) 21.288 40.381 58.056 68.717
신뢰도 .881 .848 .684 .898
KMO=.926, Bartlett's Test=4793.293, df=153, p=.000

3. 자료처리

자료처리를 위한 통계 방법은 SPSS/WIN 24.0을 활용하여 개인적특성은 빈도분석, 설문지의 타당도분석은 탐색적 요인분석, 설문지의 신뢰도검사는 Cronbach's α법, 가설검증은 다중회귀분석을 실시하였다.


IV. 연구결과
1. 가설검증 결과
1) 문화적 자본이 공감능력에 미치는 영향

<표 4>는 문화적 자본이 공감능력에 미치는 영향을 규명하기 위하여 다중회귀분석을 실시하여 제시한 것이다. 먼저 회귀식 1은 문화적 자본이 관점취하기에 미치는 영향으로서 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=26.430, p<.001), 설명력은 약 39.4%(R²=.394)로 나타났다. Beta 값을 살펴보면, 문화적 취향(β=.324)은 p<.001의 수준에서, 문화적 품목(β=.098)은 p<.05의 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 활동경험은 관점취하기에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 영향력의 순서는 문화적 취향, 문화적 품목의 순으로 나타났다.

<표 4> 
문화적 자본이 공감능력에 미치는 영향
Variable 회귀식1 회귀식2 회귀식3 회귀식4
(종속변수:
관점취하기)
(종속변수:
상상하기)
(종속변수:
공감적관심)
(종속변수:
개인적고통)
β t β t β t β t
문화적 활동경험 -0.79 -1.651 .189 3.575*** -.024 -.456 .345 6.434***
문화적 취향 .324 6.595*** .217 4.001*** .381 6.935*** .051 .933
문화적 품목 .098 2.220* .114 2.164* .052 .978 .043 .796
R²=.394
F=26.430***
R²=.428
F=32.160***
R²=.398
F=27.033***
R²=.398
F=26.866***
*p<.05
***p<.001

회귀식 2는 문화적 자본이 상상하기에 미치는 영향으로서 문화적 자본은 상상하기에 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=32.160, p<.001), 설명력은 약 42.8%(R²=.428)로 나타났다. 문화적 활동경험(β=.189)과 문화적 취향(β=.217)은 p<.001 수준에서, 문화적 품목(β=.114)은 p<.05의 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 영향력의 순서는 문화적 취향, 문화적 활동경험, 문화적 품목의 순으로 나타났다.

회귀식 3은 문화적 자본이 공감적 관심에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=27.033, p<.001), 설명력은 약 39.8%(R²=.398)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 문화적 취향(β=.381)만이 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 활동경험과 문화적 품목은 공감적 관심에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

회귀식 4는 문화적 자본이 개인적 고통에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며 (F=26.866, p<.001), 설명력은 약 39.8%(R²=.398)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 문화적 활동경험(β=.345)만이 p<.001의 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 취향과 문화적 품목은 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

2) 문화적 자본이 학교적응에 미치는 영향

<표 5>는 문화적 자본이 학교적응에 미치는 영향을 규명하기 위하여 다중회귀분석을 실시하여 제시한 것이다. 먼저 회귀식 1은 문화적 자본이 학습활동에 미치는 영향으로서 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=27.669, p<.001), 설명력은 약 40.2%(R²=.402)로 나타났다. Beta 값을 살펴보면, 문화적 활동경험(β=-.219)은 p<.001 수준에서 부(-)의 영향을, 문화적 취향(β=.392)은 p<.001 수준, 문화적 품목(β=.141)은 p<.01 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 영향력의 순서는 문화적 취향, 문화적 활동경험, 문화적 품목의 순으로 나타났다.

<표 5> 
문화적 자본이 학교적응에 미치는 영향
Variable 회귀식1 회귀식2 회귀식3 회귀식4
(종속변수:
학습활동)
(종속변수:
학교규칙)
(종속변수:
교우관계)
(종속변수:
교사관계)
β t β t β t β t
문화적 활동경험 -.219 -4.103*** -.180 -3.258*** -.115 -2.031 -.162 -2.955**
문화적 취향 .392 7.145*** .359 6.345*** .266 4.605*** .408 7.236***
문화적 품목 .141 2.645** .054 .978 .065 1.150 -.059 -1.065
R²=.402
F=27.669***
R²=.330
F=17.554***
R²=.260
F=10.451***
R²=.337
F=18.376***
*p<.05
**p<.01
***p<.001

회귀식 2는 문화적 자본이 학교규칙에 미치는 영향으로서 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=17.554, p<.001), 설명력은 약 33%(R²=.330)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 문화적 활동경험(β=-.180)은 p<.001 수준에서 부(-)의 영향을, 문화적 취향(β=.359)은 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 품목은 학교규칙에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 영향력의 순서는 문화적 취향, 문화적 활동경험의 순으로 나타났다.

회귀식 3은 문화적 자본이 교우관계에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=10.451, p<.001), 설명력은 약 26%(R²=.260)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 문화적 취향(β=.266)만이 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 활동경험과 문화적 품목은 교우관계에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

회귀식 4는 문화적 자본이 교사관계에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=18.376, p<.001), 설명력은 약 33.7%(R²=.337)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 문화적 활동경험(β=-.162)은 p<.01의 수준에서 부(-)의 영향을, 문화적 취향(β=.408)은 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 문화적 품목은 교사관계에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 영향력의 순서는 문화적 취향, 문화적 활동경험의 순으로 나타났다.

3) 공감능력이 학교적응에 미치는 영향

<표 6>은 공감능력이 학교적응에 미치는 영향을 규명하기 위하여 다중회귀분석을 실시하여 제시한 것이다. 먼저 회귀식 1은 공감능력이 학습활동에 미치는 영향으로서 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=46.792, p<.001), 설명력은 약 55.1%(R²=.551)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 관점취하기(β=.448)와 공감적 관심(β=.222)은 p<.001수준에서 정(+)의 영향을, 개인적고통(β=-.159)은 p<.001에서 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 상상하기는 유의한 영향을 미치지 않았다. 영향력의 순서는 관점취하기, 공감적 관심, 개인적 고통의 순으로 나타났다.

<표 6> 
공감능력이 학교적응에 미치는 영향
Variable 회귀식1 회귀식2 회귀식3 회귀식4
(종속변수:
학습활동)
(종속변수:
학교규칙)
(종속변수:
교우관계)
(종속변수:
교사관계)
β t β t β t β t
관점 취하기 .448 9.101*** .446 8.673*** .469 9.655*** .466 9.630***
상상하기 -.086 -.1865 -.070 -1.450 -.051 -1.123 -.153 -3.385***
공감적 관심 .222 4.341*** .130 2.426* .202 4.001*** .243 4.841***
개인적 고통 -.159 -3.620*** -.089 -1.939 -.098 -2.259** -.192 -4.451***
R²=.551
F=46.792***
R²=.491
F=34.134***
R²=.567
F=51.009***
R²=.573
F=52.478***
**p<.01
***p<.001

회귀식 2는 공감능력이 학교규칙에 미치는 영향으로서 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=34.134, p<.001), 설명력은 약 49.1%(R²=.491)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 관점취하기(β=.446)는 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을, 공감적 관심(β=.130)은 p<.05 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 상상하기와 개인적고통은 학교규칙에 유의한 영향을 미치지 않았다. 영향력의 순서는 관점취하기, 공감적 관심의 순으로 나타났다.

회귀식 3은 공감능력이 교우관계에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=51.009, p<.001), 설명력은 약 56.7%(R²=.567)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 관점취하기(β=.469)와 공감적 관심(β=.202)은 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을, 개인적 고통(β=-.098)은 p<.01 수준에서 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 상상하기는 유의한 영향을 미치지 않았다. 영향력의 순서는 관점취하기, 공감적 관심, 개인적 고통의 순으로 나타났다.

회귀식 4는 공감능력이 교사관계에 미치는 영향으로 통계적으로 유의미한 회귀방정식이 도출되었으며(F=52.478, p<.001), 설명력은 약 57.3%(R²=.573)로 나타났다. Beta값을 살펴보면, 관점취하기(β=.466)와 공감적 관심(β=.243)은 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을, 개인적 고통(β=-.192)과 상상하기(β=-.153)는 p<.001 수준에서 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다, 영향력의 순서는 관점취하기, 공감적 관심, 개인적 고통, 상상하기의 순으로 나타났다.


V. 결론 및 제언

본 연구의 목적은 청소년의 문화적 자본과 공감능력 학교적응 영향관계를 실증적으로 파악하여 교육현장의 학생 관리 전략에 기초자료를 제공하는데 있다. 연구목적 달성을 위해 합리적인 연구 방법과 절차를 토대로 분석한 결과, 의미 있는 결론을 도출하게 되었다. 그 내용은 다음과 같다.

첫째, 문화적 자본과 공감능력과의 관계에서 공감능력의 하위 요인 중 관점 취하기에는 문화적 취향(+)과 문화적 품목(+)이, 상상하기에는 문화적 활동경험(+)과, 문화적 취향(+), 문화적 품목(+)이, 공감적 관심에는 문화적 취향(+)만이, 개인적 고통에는 문화적 활동경험(+)이 유의미한 영향을 미쳤다. 그러나 문화적 활동경험은 관점취하기와 공감적 관심에, 문화적 품목은 공감적 관심과 개인적 고통에, 문화적 취향은 개인적 고통에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 문화적 자본과 공감능력의 영향관계는 부분적인 것을 알 수 있다. 이러한 결과는 청소년의 문화적 자본은 공감능력에 관계할 것이라는 김은영(2011), 정보람과 김휘정(2012), Bamford(2006), Rogers(1975)의 견해와 부분적으로 일치한다. 즉 청소년의 문화적 자본은 공감능력에 영향을 미치는 것으로서 청소년의 문화적 자본 함양에 대한 실질적 전략이 필요함을 시사해 준다. 예술 및 문화 스포츠 등의 활동은 청소년들에게 건전성과 예의, 매너 등 인격적 측면에서 도움을 주므로 이는 즉각적으로 내재되는 것이 아니므로 장기적 관점에서 관심을 가져야 할 것이다.

둘째, 문화적 자본과 학교적응과의 관계에서 학교적응의 하위 요인 중 학습활동에는 문화적 취향(+)과 문화적 품목(+)이, 학교규칙에는 문화적 취향(+)이, 교우관계에는 문화적 취향(+)만이, 교사관계에는 문화적 취향(+)이 긍정적인 영향을 미쳤다. 반면에 문화적 자본의 하위요인 중 문화적 활동경험은 학습활동과 학교규칙, 교사관계에 부정적(-)인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 문화적 품목은 학교규칙 및 교우관계, 교사관계에, 문화적 활동경험은 교우관계에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 문화적 자본과 학교적응의 영향관계는 부분적인 것을 알 수 있다. 이러한 결과는 문화적 자본은 청소년의 학교적응에 도움을 준다는 강현아 외(2012), 박다현(2010), 이상균 외(2012), 조유리(2011), 조유리, 강현아(2011)의 연구와 부분적으로 일치하는 것으로 해석할 수 있다. 즉 문화적 자본 요인 중 문화적 취향과 문화적 품목이 풍부한 청소년일수록 학교에 잘 적응할 수 있음을 시사하는 것이며, 이는 청소년에게 다양한 문화적 자본 충족을 위한 노력을 다각적으로 수행해야함을 인식시키는 결과이다. 문화적 자본은 어릴 때 가정으로부터 시작되기도 하지만, 학교 및 사회에서도 청소년의 문화 함양 및 경험을 쌓을 수 있는 인프라를 구성하여 이들에게 적용시키는 노력도 중요하다. 예컨대 학교 내의 특별활동시간에 문화 프로그램을 다수 배치하여 실행하는 노력과, 교과목 배정에서 문화 및 예술, 스포츠 등의 교과목 비중을 늘린다든가하는 실질적 노력이 필요하다. 한편 문화적 자본의 하위요인 중 문화적 활동경험은 학습활동과 학교규칙, 교사관계에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 문화적 활동경험이 많은 청소년들일수록 창의적이고, 자유로운 활동의 습성이 몸에 배어 오히려 꽉 짜인 학교생활의 패턴에 대해 부담스러워하기 때문인 것으로 유추할 수 있을 것이다. 단, 이러한 결과가 본 연구 결과에서만 국한되는 것인지 또는 구조적인 것인지는 후속 연구를 통해 재 규명해야 할 것으로 판단된다.

셋째, 공감능력과 학교적응과의 관계에서 학교적응의 하위 요인 중 학습활동에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+)이, 학교규칙에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+)이, 교우관계에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+)이, 교사관계에는 관점 취하기(+)와 공감적 관심(+)이 긍정적인 영향을 미쳤다. 반면에 공감능력과 학교적응과의 관계에서 상상하기는 학교적응의 교사관계(-)에, 개인적 고통은 학습활동(-), 교우관계(-), 교사관계(-)에 부정적(-)인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 상상하기는 학습활동 및 학교규칙, 교우관계에, 개인적 고통은 학교규칙에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나 공감능력과 학교적응의 영향 결과는 부분적인 것을 알 수 있다. 이러한 결과는 공감정서가 높을 때 친사회적 행동 빈도가 증가하고 공감정서가 낮을 때 친사회적 행동 빈도 역시 줄어든다고 하는 장범관(2000)의 연구결과와 부분적으로 일치하는 것이다. 특히 공감수준이 높을수록(박성희, 2004) 긍정적 적응력이 있다는 의견(박정우, 2016; 박지수, 2010)과도 부분적으로 동조할 수 있다. 즉 청소년의 공감능력 중 관점취하기와 공감적 관심이 클수록 학교적응력이 좋아진다는 것을 의미하며, 이는 청소년의 공감능력 증대를 위한 다양한 프로그램 중 관점취하기와 공감적 관심을 이끌어내는 다양한 프로그램 개발이 필요함을 시사해 준다. 각박한 현대사회에서 부족한 것은 사람과 사람사이에서의 공감능력의 부족 때문이다. 이를 해결하기 위해서는 학교에서 동료 간의 관계를 통한 문화예술 과제 수행하기, 문화 예술 및 스포츠 문화의 실질적 경험을 통해 타인과 함께 건강한 사회인으로 자랄 수 있도록 유도하는 프로그램이 필요하다. 한편에 공감능력과 학교적응과의 관계에서 상상하기는 학교적응의 교사관계에, 개인적 고통은 학습활동과 교우관계, 교사관계에 부정적(-)인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 개인적 고통은 공감능력의 4개 요인 중 청소년의 희생과 스트레스가 수반되는 요인이고, 상상하기는 청소년의 자유로운 생각의 틀을 보여주는 것으로서 학교적응의 요인에는 오히려 부정적으로 작용할 수 있음을 보여주는 것이다. 그러므로 공감능력 강화에 있어서 개인적 고통을 어떻게 다스리고 이해시키느냐의 명확한 정체성 및 개념 파악이 우선되어야 할 것이다. 그럼에도 불구하고 이 통계적 결과가 본 연구 결과에서만 국한되는 것인지 또는 구조적인 것인지는 같은 대상과 측정도구를 활용하여 후속 연구를 통해 재 규명해야 할 것으로 판단된다.

본 연구의 시사점은 다음과 같다. 첫째 문화적 자본과 관계하여 공감능력 및 학교적응과의 관계를 파악한 연구가 미흡한 편이였다. 본 연구는 이 요인들과의 관계를 실증적으로 수행하여 의미 있는 결과를 도출해 냄으로써 향후 관련 연구에 기초 자료가 될 수 있을 것이다. 둘째 본 연구는 학교현장에서 청소년들에게 적합한 문화 프로그램 개발과 적용을 해서 문화적 자본을 충족시켜야 함을 시사해 준다. 또한 다양한 프로그램 적용을 위한 전문교사 육성과 적극적 외부 강사 활용을 통한 전문적이고 창의적 동아리 활동이 필요하며 현대 청소년의 관심 분야와 진로 적성을 연계한 프로그램을 통해 청소년 스스로가 자신의 재능과 적성을 직·간접 체험을 통해 선택할 수 있는 학교 교육 현장을 만들어 가기 위한 우리 모두의 노력이 필요함을 시사한다.

본 연구는 연구의 제언점은 다음과 같다. 첫째, 표집방법에 있어서 비확률표집 추출법으로 수행한 점과, 추출 지역을 일부지역(충남, 충북)의 학생들만으로 한정 표집 함으로서 연구결과의 전국적 일반화에 일부 한계가 있을 수 있다. 따라서 추후 연구에서는 표집방법의 확률성과 전국적 표집 범위를 넓혀 연구를 수행 할 필요가 있다. 둘째, 변수들 간의 영향 관계를 규명하고자 한 연구로서 인구통계적적 속성에 의한 차이 검증을 수행하지 않았다. 추후 연구에서는 인구통계학적 특성성에 따른 각 요인별 차이점과 다양한 문화 활동을 접목한 연구가 수행되었으면 한다. 셋째, 문화적 자본의 하위요인과 공감능력의 하위요인 중 학교적응에 부정적으로 나타난 결과가 일부 발견되어 이러한 결과가 문화적 자본과 공감능력의 하위 요인 별로 내재된 개념과 성격 등에 의해 청소년의 학교적응은 다르게 나타날 수 있음을 시사한다. 그러나 이러한 결과가 각 하위 요인이 가지고 있는 고유의 의미성 때문인지 또는 한국 청소년의 학업 및 입시 등 처해진 사회 환경 및 학교환경 때문인지, 아니면 측정도구의 문제인지는 후속 연구를 통해 지속적으로 밝혀야 할 것으로 생각된다.


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