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Forum for youth culture - Vol. 57

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 57, pp.145-169
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 31 Jan 2019
Received 28 Nov 2018 Revised 16 Dec 2018 Accepted 24 Dec 2018
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2019.01.57.145

중학생의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿의 조절효과
조선화2)
2)한서대학교 아동청소년복지학과 교수

Grit's control effect on the relationship between academic stress and academic exhaustion of middle school students
Cho, Seonhwa2)
2)Hanseo University, Department of Child-Adolescent Welfare, Professor

초록

본 연구는 청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 완충제의 역할을 하고 있는 그릿의 조절효과를 살펴보는데 그 목적이 있다. 이를 위하여 전남지역에 재학중인 중학생 340명을 대상으로 자료를 수집하였으며, 연구문제 분석을 위하여 위계적 중다회귀분석를 실시하였다. 그 결과로는, 첫째, 청소년들은 시험성적 스트레스가 높을수록 무능감을 높게 지각하였고, 과제 스트레스가 높을수록 학업에 대한 반감을 높게 느꼈다. 그리고 학습내용과 시험성적에 대한 스트레스가 높을수록, 학원스트레스가 낮을수록 불안을 높게 지각하고 있었다. 청소년들은 과제스트레스가 높을수록 소진의 증상으로 탈진이나 냉담이 높아짐을 알 수 있었다. 둘째, 청소년들은 그릿 중 관심의 지속성이 낮고, 노력의 꾸준함이 부족할수록 학업 소진 증상으로 무능력감과 학업에 대한 반감, 불안과 탈진, 냉담함을 높게 느끼는 것으로 나타났다. 셋째, 그릿의 하위변인 중, 관심의 지속성은 청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 조절변수로 작용하지 않는 것으로 나타났다. 반면에, 노력의 꾸준함은 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 조절효과가 있음을 알 수 있었다.

Abstract

The purpose of this study is to investigate the moderating effect of Grit, which plays a role of buffering in relation to academic stress and academic exhaustion of adolescents. For this purpose, data were collected from 340 middle school students in Chonnam region and a hierarchical multiple regression analysis was conducted to analyze the research problems. The results were as follows: First, adolescents perceived higher inability as the test score stress was higher, and higher antipathy toward the study as the stress of task was higher. And adolescents perceived higher anxiety as higher stress on learning contents and test scores, and lower stress on tutoring school. And burnout and apathy as a symptom of exhaustion was increased as the stress of task was higher. Second, adolescents who had a low persistence of interest and a lack of consistency of efforts in Grit felt inability and higher antipathy, anxiety and exhaustion toward the study. Third, among the sub-variables of Grit, the persistence of interest did not act as a control variable in relation to the academic stress and academic exhaustion of adolescents. On the other hand, the consistency of effort was found to have a moderating effect in relation to academic stress and academic exhaustion.


Keywords: academic stress, academic exhaustion, Grit
키워드: 학업스트레스, 학업소진, 그릿

I. 서 론

입시위주의 교육 분위기에서 생활하고 있는 우리 청소년들은 학업성취를 지향하는 교육환경, 부모들의 학업에 대한 기대, 성적에 대한 압박감 등으로 학업스트레스를 경험하고 있다. 청소년들이 이러한 학업 스트레스를 지속적으로 경험할 경우 학업에 대한 흥미를 잃고 학업에 대한 정서적 고갈감, 냉소, 무능감과 같은 부정적인 심리양상을 경험하며 학업소진을 경험하기도 한다. 정서적 고갈은 공부로 인해서 피곤함, 긴장감, 우울감을 느끼는 것을 말하고, 냉소는 공부에 대한 열정과 흥미가 줄고 무관심해지는 태도를 보이는 것을 의미하며, 무능감은 공부에 대한 자신감 저하, 자신의 문제해결능력에 대한 불확실성을 의미한다(이영복, 이상민, 이자영, 2009)고 설명하였다.

학업소진이란 심리적 소진 증후군(psychological burnout syndrome)개념에서 확장된 것으로, 장기간에 걸친 만성적 학업스트레스와 과도한 학업요구로 인해 정서적 자원의 고갈, 학업에 대한 냉소적이고 분리된 태도와 무능감 등과 같은 심리적 증상을 경험하는 것을 의미한다(Schaufeli, Martinez, Marques, Salaanova & Bakker, 2002a, 김혜원, 2016 재인용).

이러한 학업소진은 두통, 만성피로, 불면, 식욕감퇴와 같은 신체적 증상과 자기효능감을 저하시키고, 불평이나 우울과 같은 부정적인 심리적 반응(최가영, 1999)을 보일뿐만 아니라 무단결석, 학업동기의 상실, 나아가 학업중단에 이르기도 하고(전혜진, 김영갑, 2011), 궁극적인 목적을 찾지 못한채 학생들을 자포자기하게 만들며(박영신, 김의철, 탁수연, 2005), 심한 경우에는 청소년의 또래관계나 학교생활에 부정적인 영향을 미쳐 자살로 이어지는 극단적인 결과를 초래할 수도 있다(방영미, 2016)고 보았다.

따라서 학업이 주된 활동이 되고 있는 청소년시기에 학업소진을 경험하게 되면 자신의 능력을 낮게 평가하고 학교와 학업에 대한 흥미가 줄어들기 때문에 낮은 성취를 보이고 결석이 잦아지면서 학업중단(Meier, Schmeck, 1985 : Ramist, 1981, 조가람, 2016 재인용)으로 이어질 수 있기 때문에, 청소년의 학업소진을 조절해 줄 수 있는 방안들에 관하여 심도 깊게 접근할 필요가 있다. 이를 위해 학업소진을 이해하기 위하여 시도된 선행연구들의 흐름을 살펴보면, 크게 세 가지로 분류할 수 있는데 부모관련 변인과 개인의 내적인 성향과 관련된 변인, 그리고 학업과 관련된 특성이다.

이 중 학업과 관련된 특성으로, 학업요구가 많을수록 학업소진이 더 많이 된다고 보고하는 선행연구(이은영, 2014; 조혜진, 이지연, 장진이, 2013)와 학업스트레스가 많을수록 학업소진도 높아짐을 보고하고 있는 선행연구들(강혜정, 강선현, 임은미, 2014; 김성혜, 한승윤, 김종대, 최수미, 이수진, 임정화, 채한, 2015; 김혜원, 2017 ; 김혜원, 장윤옥, 2016; 안종혁, 유미현, 2014; 유지원, 2015; 윤여진, 정인경, 2014; 장윤옥, 정서린, 2017; 정인경, 김정현, 2017)이 많이 보고되고 있다. 유사하게 장애대학생을 대상으로 살펴본 생활스트레스(장재성, 2017), 중국인 유학생을 대상으로 살펴본 문화적응 스트레스(쉬훼이, 2017)도 학업소진에 영향을 미치고 있음을 살펴볼 때, 각 대상자들의 가장 중요한 업무가 스트레스로 작용하며 이는 학업소진으로 이어짐을 알 수 있었다.

위에서 살펴본 바와 같이 학업 소진에 영향을 미치는 변인 중 학업 스트레스는 많은 연구자들의 관심이 되어온 주제이다. 오미향과 천성문(1994)에 의하면 학업 스트레스는 학교 공부나 성적으로 인해 그 일이 힘겹고 귀찮다고 생각되어 겪게되는 정신적 부담과 긴장, 근심, 공포, 우울, 초조함 등과 같이 편하지 못한 심리상태로 설명하고 있다. 학업과 관련하여 폭넓게 스트레스를 감내해야 하는 청소년들은 학업스트레스가 가중됨에 따라 학교부적응(이경화, 손원경, 2005)을 일으키게 된다. 그러므로 다양한 학업과 관련된 스트레스는 학업소진을 유발하고 있으므로 학업스트레스를 감소시킬 수 있는 방안을 강구하게 된다면, 결과적으로 학업소진을 예방할 수 있는 중요한 기제가 될 수 있을 것으로 여겨진다.

또 다른 학업 소진을 예방하기 위한 방법으로는 이러한 두 변인간의 관계를 중재하는 변인을 찾는 것이다. 대표적인 변인으로 최근 연구자들의 관심이 되고 있는 부정적인 피드백의 완충제의 역할을 한다고 보고되는 그릿(Grit)의 역할에 대해서 살펴볼 필요가 있다. 그릿은 아직까지 우리나라에서는 다소 생소한 개념으로 끈기, 의지, 인내, 용기, 투지 등으로 혼용되어 사용되고 있으나 본 연구에서는 그릿, 그대로의 용어로 사용하고자 한다. 그릿을 강조하고 있는 대표적인 학자인 Duckworth, Peterson, Mattews 와 Kelly(2007)은 그릿을 “ 장기적 목표에 대한 끈기와 열정”으로 정의하였다. 이는 자신이 목표로 하는 것을 성공적으로 이루어내기 위해서는 실패나 장애가 있을지라도 꾸준하게 노력할 수 있는 힘과 능력이 필요한데, 그릿이 바로 그러한 힘과 능력의 원천이 되어 준다는 것이다.

Blalock, Young 및 Kleiman(2015)은 그릿이 부정적인 상황에서 어떻게 기능하는지를 밝히고 있는데, 그릿이 높을수록 실패나 어려움에 직면하더라도 쉽게 포기하지 않고 지속적으로 노력한다고 설명하고 있다. 같은 의미로 이슬비, 배은희, 손영우, 이수란(2016)의 연구에 의하면 똑같은 부정적 피드백일지라도 그릿에 따라 반응하는 양상이 달라진다고 보았다. 즉 그릿이 높은 사람들은 부정적 상황에 직면하더라도 시간이 지나면서 긍정적으로 반응하는 경향이 높아진다는 것이다.

그릿은 목표달성을 위한 장기적인 인내와 열정으로(Duckworth, et al,, 2007), 오랫동안 하나의 목표에 대해서 꾸준히 노력하는 성향을 말한다. 즉 학업성취와 학교적응 등과 같이 단기간에 얻어낼 수 없고 장기간의 노력을 요구하며, 노력하는 과정에서 다른 유혹에 흔들리지 않고 일관되게 목표에 대한 열정을 유지함이 필요하다고 보았다.

이에 Duckworth와 그의 동료들(2007)은 그릿의 내용을 두 가지로 구분하여 그 개념을 설명하였다. 하나는 노력의 꾸준함으로 목표달성을 위해 인내하며 관련된 일에 지속적으로 노력을 보이는 정도를 말하며, 다른 하나는 관심의 일관성으로 분명한 하나의 목표를 얼마나 오랫동안 추구하는지를 말한다. 이에 그릿수준이 높고 낮음에 따라 관심사 및 목표가 유지되거나 노력여부가 달라질 수 있음을 알 수 있다. 하지만 아직 그릿과 관련된 연구가 많지 않아 다양한 선행연구를 제시하기에는 어려움이 있지만, 그릿이 각종 학업성취를 예측한다는 연구(김희명, 황매향, 2015; 이수란, 손영우, 2013; 이정림, 2016; Duckworth et al., 2007; Duckworth & Quinn, 2009)를 통하여 그릿이 학업성취에 긍정적인 역할을 하고 있음을 확인 할 수 있었다.

그러나 다양한 측면의 그릿을 조명하여 살펴볼 필요가 있음에도 아직까지는 중학생을 대상으로 일상적 스트레스와 학업소진관계에서 그릿의 관계를 살펴본 양혜원(2017)의 연구와 부모와의 의사소통과 남자고등학생의 학교적응에 그릿이 매개역할을 한다는 최미경(2016)의 연구가 유일하다. 이와 같이 선행연구를 통하여 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿의 역할을 명확하게 설명하기는 어렵지만, 그릿과 유사한 특성들로 접근한 선행연구들의 시도를 확인할 수는 있었다. 학업스트레스와 학업소진의 관계에서 부모의 학습관여행동(김혜원, 2016; 김혜원, 장윤옥, 2016), 자기조절학습전략(장윤옥, 정서린, 2017), 학업정서(유지원, 2015), 그리고 학업통제감(이은영, 2014)을 통하여 조절효과를 살펴본 연구들이 있었다. 반면에 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 학업적 자기효능감(윤여진, 정인경, 2014; 조혜진, 이지연, 장진이, 2013), 정서조절(장재성, 2017), 그리고 희망과 내재적 동기(강혜정, 강성현, 임은미, 2014)를 통하여 매개효과를 시도한 연구들도 있었다.

이를 근거하여 부정적인 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿이 긍정적인 완충제 역할을 할 수 있을 것으로 예측하고 그릿의 조절효과를 조명해보고자 한다. 특히 청소년 중에서도 중학생이 학업스트레스를 가장 높게 지각한다는 권태영(2017)의 연구, 초등학생보다 중학생이 학업스트레스를 더 높게 지각한다는 황혜정(2006)의 연구, 그리고 중학생이 고등학생보다 학교적응에 더 어려움을 겪는다는 이경희(2009)의 연구를 바탕으로 중학생을 대상으로 하고자 한다.

따라서 본 연구에서는 학업스트레스를 가장 크게 느낄 수 있는 중학생을 대상으로, 그들의 학업스트레스와 학업소진과의 관계를 밝히고자 한다. 아울러 그릿이 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 조절기제를 제공하여 학업소진을 방지할 수 있는 완충제가 될 수 있음을 밝힘으로서, 청소년들의 건강한 학업생활이 유지될 수 있는데 도움이 되고자 한다.

이를 위하여 본 연구에서 선정한 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 중학생의 학업스트레스는 학업소진에 영향을 미치는가?

둘째, 중학생의 그릿은 학업소진에 영향을 미치는가?

셋째, 중학생의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿은 조절효과가 있는가?


Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상

본 연구에서는 전남지역 2개의 중학교에서 표집된 340명을 연구대상으로 하였다. 자료 수집을 위하여 총 410부의 설문지를 배부하여 386부를 회수하였다. 그 중 응답이 불성실한 자료를 제외하고는 총 340부의 자료를 본 연구의 분석에 사용하였다. 연구에 참여한 학년은 1학년이 161명으로 47.4%, 2학년은 25명으로 7.4%, 3학년은 154명으로 45.3%를 차지하였다.

2. 측정도구
1) 청소년의 학업 스트레스 척도

본 연구에서는 청소년의 학업스트레스를 측정하기 위해 조붕환(2006)이 개발한 ‘생활 스트레스 척도’에서 학업관련 스트레스 요인을 발췌하여 사용하였다. 이 척도는 초등학생을 대상으로 개발되었으나, 중학생에게 사용하기 위해 본 연구와 동일한 대상으로 연구한 선행연구들을 통해 타당성을 검토하였다. 선행연구 중, 중학생을 대상으로 연구한 최신아(2010), 초등학생과 중학생을 대상으로 비교한 오정희(2013), 그리고 고등학생을 대상으로 한 이지영(2017)의 연구를 참고하였다.

이 척도의 내용은 시험, 성적 스트레스(4문항), 과제 스트레스(4문항), 학습내용 스트레스(3문항), 학원 스트레스(4문항), 총 4개의 하위요인과 15문항으로 구성되어 있다. 문항 형식은 Likert식 5점 척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 학업스트레스 수준이 높음을 의미한다. 각 하위변인의 Cronbach α는 .869, 831, .808, .905이고, 전체 척도의 Cronbach α는 .937이었다.

2) 그릿 척도

청소년의 그릿 척도는 Duckworth와 동료들(2007)이 개발한 Original Grit Scale(Grit-O)척도를 이수란(2015)이 한국실정에 맞게 번안한 척도를 사용하였다. 본 척도는 ‘관심의 지속성’과 ‘노력의 꾸준함’ 2개의 하위변인과, 총 12문항으로 구성되어 있다. 문항형식은 Likert식 5점 척도 로 구성되었으며, 점수가 높을수록 투지성향이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나온 각 하위변인의 Cronbach α는 .700, 801이고, 전체 척도의 Cronbach α는 .750이었다.

3) 학업 소진 척도

본 연구에서는 청소년의 학업 소진을 측정하기 위해 이영복(2009)이 Schaufeli와 그의 동료들(2002)이 개발한 학업소진 척도를 우리나라 중·고등학생들에게 맞게 개발 및 타당화한 것을 사용하였다. 이 척도는 5점 Likert식 척도로 무능감, 탈진, 반감, 불안, 냉담 5개의 하위변인으로 구성되었고 총 25문항이다. 점수가 높을수록 학업소진을 심하게 느낌을 의미한다. 본 연구에서 나온 각 하위변인의 Cronbach α는 .919, 930, .862, .910, 895이고 전체 척도의 Cronbach α는 .958이었다.

3. 연구절차

본 연구에서는 전남지역 2개의 중학교에서 2018년 3월 3주째부터 4월초까지 총 2주에 걸쳐 자료를 수집하였다. 질문지는 해당 교사에게 직접 전달하고 일주일 뒤에 우편으로 수거하는 방법을 사용하였다. 또한, 연구자는 교사들을 대상으로 설문지 작성 전반에 대하여 설명하고, 연구윤리에 관한 동의 및 협조를 요청하였다.

4. 자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS 통계 프로그램을 이용하여 다음과 같은 방법으로 분석하였다.

첫째, 연구 대상의 일반적인 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 구하였고, 측정도구의 신뢰도 검증을 위해 신뢰도 계수 Cronbach α를 구하였다. 각 변인의 선형관계를 파악하기 위해 상관분석을 실시하였고, 연구문제 1번과 2번을 분석하기 위해 동시적 중다회귀분석을 실시하였다, 연구문제 3번을 위해서는 위계적 중다회귀분석을 실시하였고 상호작용항은 원점수를 중심화(원점수-평균)하여 분석하였다. 조절효과를 검증하기 위해서는 예측변인과 조절변인을 곱해서 상호작용변인을 생성해야 하는데 원점수를 사용해서 상호작용 변인을 생성할 경우 상호작용변인은 예측변인과 조절변인과 상관이 높아져 다중공선성 문제가 야기될 수 있기 때문이다(서영석, 2010). 조절효과를 위한 위계적 회귀분석은 첫 번째 단계에서 예측변인과 조절변인을 함께 투입하고 두 번째 단계에서는 상호작용 변인을 투입하는 방식을 사용하였다.


Ⅲ. 연구결과 및 해석
1. 청소년의 학업스트레스, 그릿, 학업소진과의 관계

청소년의 학업스트레스와 그릿, 학업소진의 상관관계를 알아보기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 그 결과 학업스트레스의 모든 하위변인은 학업 소진과 통계적으로 유의한 정적 상관을 보였고, 학업스트레스와 그릿, 학업소진과 그릿 간에는 통계적으로 유의한 부적 상관을 보였다.

<표 1> 
중학생의 학업스트레스, 그릿, 학업소진의 상관관계
학업소진 그릿
무능감 반감 불안 탈진 냉담 관심의
지속성
노력의
꾸준성
학업
스트레스
시험성적
스트레스
.426*** .376*** .500*** .440*** .353*** -.169** -.192***
과제
스트레스
.385*** .547*** .398*** .559*** .513*** -.380*** -.364***
학습내용
스트레스
.374*** .336*** .523*** .461*** .389*** -.236*** -.224***
학원
스트레스
.339*** .464*** .285*** .462*** .429*** -.309*** -.277***
그릿 관심의 지속성 -.250*** -.334*** -.235*** -.348*** -.305***
노력의 꾸준함 -.317*** -.362*** -.214*** -.398*** -.410***
**p<.01, ***p<.001

2. 청소년의 학업 스트레스가 학업 소진에 미치는 영향

<표 2>에서 보는 바와 같이, 청소년의 학업 스트레스 하위변인이 학업 소진 하위변인 각각에 미치는 영향에 대한 회귀모형은 유의수준 .001이하에서 통계적으로 모두 유의하였다(F=21.876, F=37.115, F=41.078, F=41.172, F=30.836).

<표 2> 
청소년의 학업 스트레스가 학업소진에 미치는 영향
학업 스트레스 학업소진
무능감
β
반감
β
불안
β
탈진
β
냉담
β
시험성적
스트레스
.260*** .034 .302*** .067 -.020
과제
스트레스
.098 .486*** .068 .390*** .414***
학습내용
스트레스
.109 -.079 .375*** .129* .083
학원
스트레스
.052 .118 -.159* .049 .073
모델 적합도(F값) 21.876*** 37.115*** 41.078*** 41.172*** 30.836***
Ad-R² .198 .299 .321 .322 .269
*p<.05, ***p<.001

구체적으로 살펴보면, 학업 소진의 하위변인 중 무능력에 영향을 미치는 학업스트레스의 하위변인은 시험성적 스트레스(β=.260, p<.001)였고, 반감에 영향을 미치는 변인은 과제 스트레스(β=.486, p<.001)였다. 불안에 영향을 미치는 학업 스트레스 하위변인은 학습내용 스트레스(β=.375, p<.001)가 가장 높았고, 다음으로 시험성적 스트레스(β=.302, p<.001)였으며, 학원 스트레스(β=-.159, p<.05)가 높은 순이었다. 탈진에 영향을 미치는 학업스트레스의 하위변인은 과제 스트레스(β=.390, p<.001)였고, 냉담에 영향을 미치는 변인도 과제 스트레스(β=.414, p<.001)였다.

3. 청소년의 그릿이 학업 소진에 미치는 영향

<표 3>은 청소년의 그릿이 학업 소진 하위변인 각각에 미치는 영향에 대한 회귀모형은 유의수준 .001이하에서 통계적으로 모두 유의하였다(F=27.097, F=43.332, F=15.733, F=52.185, F=48.128).

<표 3> 
청소년의 그릿이 학업소진에 미치는 영향
그릿 학업소진
무능감
β
반감
β
불안
β
탈진
β
냉담
β
관심의 지속성 -.198*** -.277*** -.203*** -.284*** -.238***
노력의 꾸준함 -.281*** -.310*** -.176** -.345*** -.365***
모델 적합도(F값) 27.097*** 43.332*** 15.733*** 52.185*** 48.128***
Ad-R² .133 .200 .080 .232 .218
*p<.05, ***p<.001

구체적으로 살펴보면, 그릿의 하위변인인 노력의 꾸준함(β=-.281, p<.001)과 관심의 지속성(β=-.198, p<.001)은 학업 소진의 하위변인 중 무능력에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 반감에 대해서도 노력의 꾸준함(β=-.310, p<.001)과 관심의 지속성(β=-.277, p<.001)은 모두 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 그리고 불안에 대해서도 관심의 지속성(β=-.203, p<.001)과 노력의 꾸준함(β=-.176, p<.001)이 모두 유의한 영향을 미쳤다. 탈진에 대해서도 노력의 꾸준함(β=-.345, p<.001)과 관심의 지속성(β=-.284, p<.001)이 모두 통계적으로 유의하였고, 냉담에 대해서도 노력의 꾸준함(β=-.365, p<.001)과 관심의 지속성(β=-.238, p<.001)이 모두 통계적으로 유의하게 영향을 미쳤다.

4. 청소년의 학업스트레스와 학업 소진과의 관계에서 그릿의 조절효과
1) 청소년의 학업스트레스와 학업 소진과의 관계에서 관심의 지속성의 조절효과

본 연구에서는 청소년의 학업 스트레스와 학업 소진 하위변인 각각과의 관계에서 그릿의 하위변인인 관심의 지속성의 조절효과를 살펴보기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 관심의 지속성을 조절변수로 한 총 20개의 위계적 회귀분석결과에서 모든 결과는 통계적으로 유의하지 않아 결과 제시에서 생략하였다.

2) 청소년의 학업 스트레스와 학업 소진과의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과

본 연구에서는 청소년의 학업 스트레스가 학업 소진에 미치는 영향에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과를 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 조절효과 결과 제시에 앞서 다중공선성과 잔차의 독립성문제에 대해 진단하였다. 그 결과 VIF 값이 모두 3이하였고, 공차한계는 모두 1보다 작게 나타나 다중공선성 문제는 발생하지 않았고, Durbin-watson값도 모두 2에 가깝게 나타나 잔차의 독립성 문제도 발생하지 않는 것으로 나타났다.

(1) 청소년의 과제 스트레스와 반감에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 4>에서는 과제 스트레스와 반감간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 밝히기 위해 위계적 회귀분석을 실시한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=82.895, F=58.396, p<.001). 결과에 대해 구체적으로 살펴보면, 과제 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 33.0%로 나타났고, ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 34.03%로 나타났다. 독립변수와 조절변수의 상호작용항인 ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 2단계 모형의 설명력이 1단계보다 R2 변화량이 1.3%로 나타나, 유의수준 1%이하에서 유의하게 증가하여 조절효과가 있음을 알수 있었다. 즉, 과제 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.118, p<.01) 학습에 대한 반감이 줄어드는 것을 알 수 있으며, 통계적으로 유의한 수준에서 노력의 꾸준함은 완충효과를 갖는 것으로 나타났다.

<표 4> 
청소년의 과제 스트레스와 반감에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 과제스트레스(A) .479*** .330 82.895***
노력의 꾸준함(B) -.187***
2단계 과제 스트레스(A) .504*** .343 .013** 58.396***
노력의 꾸준함(B) -.197***
과제 스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.118**
*p<.05, ***p<.001

(2) 청소년의 과제 스트레스와 탈진에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 5>에서는 과제 스트레스와 소진의 하위변인 중 탈진간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 밝히기 위해 위계적 회귀분석을 실시한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=93.076, F=64.419, p<.001). 구체적으로 살펴보면, 과제 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 35.6%로 나타났고, ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 36.5%로 나타났다. 종속변수 탈진에 대해 독립변수와 조절변수의 상호작용항인 ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 2단계의 설명력은 1단계보다 R2 변화량이 0.9% 증가하여, 유의수준 5%이하에서 통계적으로 유의한 조절효과가 있었다. 즉, 과제 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.100, p<.05) 소진의 증상으로서 탈진은 줄어드는 것을 알 수 있었다.

<표 5> 
청소년의 과제 스트레스와 탈진에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 과제스트레스(A) .477*** .356 93.076***
노력의 꾸준함(B) -.225***
2단계 과제 스트레스(A) .498*** .365 .009* 64.419***
노력의 꾸준함(B) -.233***
과제 스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.100*
*p<.05, ***p<.001

(3) 청소년의 과제 스트레스와 냉담에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 6>에서는 과제 스트레스와 소진의 하위변인인 냉담간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 분석한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=79.297, F=56.210, p<.001). 종속변수 탈진에 대해 과제 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 32.0%로 나타났고, ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 33.4%로 나타났다. 독립변수와 조절변수의 상호작용항인 ‘과제 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 2단계 모형의 설명력이 1단계보다 R2 변화량이 1.4%로 나타나, 유의수준 1%이하에서 유의하게 증가하여 조절효과가 있었다. 즉, 과제 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.123, p<.01) 학업소진으로서 탈진 증상은 줄어드는 것을 알 수 있었다.

<표 6> 
청소년의 과제 스트레스와 냉담에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 과제스트레스(A) .419*** .320 79.297***
노력의 꾸준함(B) -.257***
2단계 과제 스트레스(A) .446*** .334 .014** 56.210***
노력의 꾸준함(B) -.267***
과제스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.123**

(4) 청소년의 학습내용 스트레스와 반감에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 7>은 학습내용 스트레스와 소진의 하위변인인 반감간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 분석한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=41.890, F=30.227, p<.001). 종속변수 반감에 대해 학습내용 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 19.9%로 나타났고, ‘학습내용 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 21.3%로 나타났다. 독립변수와 조절변수의 상호작용항을 투입한 2단계 모형의 설명력이 1단계보다 R2 변화량이 1.4%로 나타나, 유의수준 5%이하에서 유의하게 증가하여 조절효과가 있었다. 즉, 청소년들이 학습내용에 대한 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.118, p<.01) 학업에 대한 반감은 줄어드는 것을 알 수 있었다.

<표 7> 
청소년의 학습내용 스트레스와 반감에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 학습내용 스트레스(A) .268*** .200 41.890***
노력의 꾸준함(B) -.301***
2단계 학습내용 스트레스(A) .291*** .213 .013* 30.227***
노력의 꾸준함(B) -.306***
학습내용 스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.118**

(5) 청소년의 학습내용 스트레스와 탈진에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 8>은 학습내용 스트레스와 소진의 하위변인인 탈진간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 분석한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=73.566, F=50.721, p<.001). 종속변수 탈진에 대해 학습내용 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 30.4%로 나타났고, ‘학습내용 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 31.2%로 나타났다. 독립변수와 조절변수의 상호작용항을 투입한 2단계 모형의 설명력이 1단계보다 R2 변화량이 0.8%로 나타나, 유의수준 5%이하에서 유의하게 증가하여 조절효과가 있었다. 즉, 청소년들이 학습내용에 대한 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.090, p<.05) 학업소진으로서 탈진은 덜 느끼는 것을 알 수 있었다.

<표 8> 
청소년의 학습내용 스트레스와 탈진에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 학습내용 스트레스(A) .391*** .304 73.566***
노력의 꾸준함(B) -.310***
2단계 학습내용 스트레스(A) .408*** .312 .008* 50.721***
노력의 꾸준함(B) -.314***
학습내용 스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.090*

(6) 청소년의 학원 스트레스와 냉담에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과

<표 9>는 학원 스트레스와 소진의 하위변인인 냉담간의 관계에서 노력의 꾸준함의 조절효과를 분석한 결과이다. 먼저 독립변수와 조절변수가 투입된 1단계와 추가적으로 상호작용항이 투입된 2단계에서의 회귀 모형 적합도는 통계적으로 모두 유의하였다(F=64.005, F=46.217, p<.001). 종속변수 냉담에 대해 학원 스트레스와 노력의 꾸준함을 투입한 모형 1단계의 설명력은 27.5%로 나타났고, ‘학원 스트레스☓노력의 꾸준함’ 항을 투입한 모형의 설명력은 29.2%로 나타났다. 독립변수와 조절변수의 상호작용항을 투입한 2단계 모형의 설명력이 1단계보다 R2 변화량이 1.7%로 나타나, 유의수준 1%이하에서 유의하게 증가하여 조절효과가 있었다. 즉, 청소년들이 학원에 대한 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면(β=-.132, p<.01) 학업소진으로서 냉담증상은 줄어드는 것을 알 수 있었다.

<표 9> 
청소년의 학원 스트레스와 냉담에 대한 노력의 꾸준함의 조절효과
변인 β R2 ⊿R2 F
1단계 학원 스트레스(A) .341*** .275 64.005***
노력의 꾸준함(B) -.315***
2단계 학원 스트레스(A) .362*** .292 .017** .46.217***
노력의 꾸준함(B) -.322***
학원 스트레스(A)☓노력의 꾸준함(B) -.132**


논 의

본 연구에서는 중학생인 청소년을 대상으로 학업스트레스가 학업소진에 미치는 영향을 살펴보고자 하였고, 그릿이 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 조절효과를 보이는지를 알아보고자 하였다. 본 연구에서 나타난 결과를 중심으로 내용을 요약하고 논의해보면 다음과 같다.

첫째, 청소년의 학업스트레스가 학업소진에 미치는 영향

청소년의 학업스트레스는 학업소진에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 학업소진의 하위변인 중 무능감에 영향을 미치는 학업스트레스의 하위변인은 시험성적 스트레스이고, 반감에 영향을 미치는 변인은 과제스트레스로 나타났다. 불안에 영향을 미치는 학업 스트레스 하위변인은 학습내용 스트레스, 시험성적 스트레스, 시험성적 스트레스, 그리고 학원스트레스 순으로 높게 나타났다. 탈진에 영향을 미치는 학업스트레스의 하위변인은 과제스트레스였고, 냉담에 영향을 미치는 변인도 과제 스트레스로 나타났다.

다시말하면, 청소년들은 시험성적 스트레스가 높을수록 무능감을 높게 지각하였고, 과제 스트레스가 높을수록 학업에 대한 반감을 높게 느꼈다. 그리고 학습내용과 시험성적에 대한 스트레스가 높을수록, 학원스트레스가 낮을수록 불안을 높게 지각하고 있었다. 청소년들은 과제스트레스가 높을수록 소진의 증상으로 탈진이나 냉담이 높아짐을 알 수 있었다.

위와같이 청소년의 학업소진은 학업스트레스의 하위변인에 따라 다소 양상이 다르게 나타나고 있으나, 전반적으로는 과제와 관련된 스트레스가 학업소진에 영향을 많이 미치고 있음을 알 수 있었다. 또한 학업소진의 하위변인 중 불안은 학업스트레스의 모든 하위변인에서 영향을 받고 있음을 알 수 있었다. 즉 학업과 관련된 다양한 스트레스가 청소년들의 불안에 영향을 미치고 있음을 알 수 있었다.

이는 학업과 관련된 과제가 청소년들에게 부담을 주고 있음을 알 수 있었다. 실제로 청소년들은 학업과 관련하여 학교와 사교육 등의 교육시스템을 통하여 모든 교과목에서 본 수업외의 크고 작은 과제를 수행하기를 요구받고 있는 것이 교육현실임을 감안해볼 때, 충분히 짐작이 가능한 부분이다. 지나친 과제는 청소년을 지치게 하고, 과제를 적절히 수행하지 못하는 부분이 또다시 불안감으로 이어지고 있음을 추측해 볼 수 있는 양상이라고 할 수 있다.

이러한 결과는 학업스트레스 및 학업소진의 하위변인별로 결과를 제시하지 않거나 하위변인의 내용이 본 연구와 동일하지 않아 하위변인별 세부 비교는 어렵지만, 중학생을 대상으로 살펴본 선행연구의 결과(김혜원, 장윤옥, 2016; 김혜원, 2016; 윤여진, 정인경, 2014; 장윤옥, 정서린, 2017, 정인경, 김정현, 2017, Schaufeli & Baker, 2004)와 일치함을 보이고 있다. 그리고 고등학생을 대상으로 살펴본 강혜정, 강성현, 임은미(2014)의 결과와도 일치함을 보이고 있으며, 대학생을 대상으로 연구한 유지원(2015)의 결과와도 일치함을 보이고 있다. 또한 대학원생을 대상으로 살펴본 김성혜 외(2015)의 결과와도 일치함을 나타내고 있으며 초등학생을 대상으로 한 안종혁과 유미현(2014)의 연구결과와도 일치함을 보이고 있다.

한편, 학업스트레스와 유사한 내용으로 학업요구가 학업소진에 미치는 영향을 밝힌 연구로서 고등학생을 대상으로 한 조혜진, 이지연, 장진이(2013)의 결과와 초등학생을 대상으로 한 이은영(2014)의 연구결과와도 일치함을 보이고 있다. 그리고 장애대학생을 대상으로 살펴본 장재성(2017)의 연구에서도 학업을 포함한 생활스트레스가 학업소진에 영향을 미친다고 나타나 유사한 결과가 제시되고 있음을 알 수 있었다.

이러한 결과들은 학업과 관련된 다양한 스트레스 즉, 시험, 성적, 과제 등의 스트레스는 초등학생부터 대학원생에 이르기까지 모든 연령의 청소년들에게 학업을 포기하게하거나 불안감을 느껴 학업에 대한 무능력감을 갖게 된다는 것을 제시하고 있다. 따라서 학업스트레스를 적절하게 조절할 수 있는 심리적인 완충방안이 강구될 필요가 있다고 여겨진다.

둘째, 청소년의 그릿이 학업소진에 미치는 영향

청소년의 그릿은 학업소진에 모두 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 학업소진의 하위변인인 무능감, 반감, 불안, 탈진, 그리고 냉담 5개 하위변인 모두에 그릿의 하위변인인 노력의 꾸준함과 관심의 지속성이 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다.

다시 말하면, 청소년들은 그릿 중 관심의 지속성이 낮고, 노력의 꾸준함이 부족할수록 학업 소진 증상으로 무능감과 학업에 대한 반감, 불안과 탈진, 냉담함을 높게 느끼고 있음을 알 수 있었다.

이는 청소년들이 학업과 관련하여 지속적인 관심을 갖고, 꾸준하게 학업 향상을 위해 노력을 기울이게 되는 경우 학업으로 인해 경험할 수 있는 부정적인 심리적 증상을 줄일 수도 있음을 예측해 볼 수 있게 된다.

이러한 결과를 선행연구와 정확하게 비교하여 설명하기는 어렵다. 왜냐하면, 그릿과 관련된 선행연구가 많지 않을뿐더러 학업소진과의 관계를 밝히고 있는 연구는 아직 보고되고 있지 않기 때문에 유사한 연구들을 통하여 유추해 보고자 한다.

청소년의 학업소진을 줄일 수 있는 예방요인으로는 우선 부모의 기대, 부모와의 유대감이 중요하다고 보고하고 있는 연구들(김은혜, 2017; 신혜진, 유금란, 2014; 한은아 외, 2011)이 있다. 부모의 기대에 부응하기 위하여 노력하거나 힘들어도 부모의 지지를 받고 있는 청소년들은 학업에 대한 스트레스를 이겨낼 수 있는 지원을 받고 있기 때문이라고 할 수 있다.

실제로 학부모와 자녀간의 관계에서 학부모가 자녀의 학력향상을 위해 행사하는 모든 관여에는 자녀의 학업성취를 목적으로 하는 긍정적지지, 및 학업성취압력 등 학업과 관련된 학부모의 모든 행동과 신념이 포함된다고 하며(이동훈, 2010), 이러한 학부모의 교육적 관여는 자녀의 학습동기에 많은 영향을 미치게 된다고(김종덕, 2001) 설명하고 있다. 또한 Fan과 Chen(2001) 연구에서도 자녀교육에 대한 부모의 참여는 자녀의 교육적 성과에 긍정적인 영향을 미치며, 부모로부터 학업에 대한 격려와 지지를 받은 자녀들은 높은 학업성취를 위하여 꾸준한 노력을 기울임을 보고하였다.

이러한 결과는 우리사회의 특성 상 학업과 관련하여 부모와 청소년의 관계가 절대적으로 서로에게 영향을 미치고 있음을 전제할 때, 학업에 대한 부모의 지속적인 관심과 지지가 그릿과 같은 심리적 동인으로서 청소년의 학업소진을 조절하는 변인이 될 수 있음을 이해할 수 있을 것이다.

한편, 청소년의 학업소진을 예방할 수 있는 또 다른 변인으로는 청소년의 심리적 변인이 중요하다고 설명하는 연구들(강혜정 외, 2014; 김교연, 2017; 이금주와 이성택, 2016)이 있다. 이 중 강혜정 외(2014)이금주와 임성택(2016)은 학업소진을 줄이는데 청소년의 내재적 동기가 중요한 역할을 한다고 설명하고 있으며, 김교연(2017)의 연구에서는 학업탄력성의 긍정적 태도가 학업소진을 낮출 수 있다고 강조하였다. 그리고 학업소진보다 광범위한 의미의 학교적응에서 그릿이 영향을 미친다는 최미경(2016)의 연구를 통하여 그릿이 학업소진에 영향을 미친다는 본 연구결과와 유사한 결과를 확인할 수도 있었다.

다시 말하면, 학업과 관련하여 스트레스를 받고 무기력해지는 등 심리적 부담이 느껴질지라도 청소년스스로가 학업에 대한 의지가 있고 학업상황의 힘듦을 이겨내는 긍정적인 에너지가 있을 경우 학업소진을 예방할 수 있음을 추측해 볼 수 있었다.

셋째, 청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿의 조절효과

청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿의 하위변인 중, 관심의 지속성은 청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 조절변수로 작용하지 않는 것으로 나타났다. 반면에, 노력의 꾸준함은 과제 스트레스와 학업소진 하위변인 중, 반감과 탈진, 냉담과의 관계에서 완충적 조절효과가 있음을 알 수 있었다. 즉, 청소년들은 과제 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면 소진의 증상으로서 반감과 탈진, 냉담은 줄어드는 것으로 나타났다. 또한, 노력의 꾸준함은 학습내용 스트레스와 학업소진 하위변인 중, 반감과 탈진과의 관계에서 완충적 조절효과가 있음을 알 수 있었다. 즉 청소년들은 학습내용으로 인한 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면 소진의 증상으로서 반감과 탈진은 줄어드는 것으로 나타났다. 그리고 노력의 꾸준함은 학원 스트레스와 학업소진 하위변인 중, 냉담과의 관계에서 완충적 조절효과가 있음을 알 수 있었다. 즉, 청소년들은 학원으로 인한 스트레스가 많아도 노력의 꾸준함이 높으면 소진의 증상으로서 냉담은 줄어드는 것으로 나타났다.

종합해보면, 청소년의 학업스트레스와 학업소진과의 관계에서 그릿의 두 가지 속성 중, 관심의 지속성은 조절변수로 작용하지 않지만, 노력의 꾸준함은 학업소진과의 관계에서 대부분 완충적 조절효과가 있음을 알 수 있었다.

이러한 결과는 일상적인 스트레스를 많이 받게 되면 학업소진을 유발할 가능성이 높은데(Dubois et al., 1992), 그릿의 수준에 따라 조절된다는 양혜원(2017)의 결과와 일치한다. 또한 학업스트레스와 학습소진과의 관계에서 자기조절학습전략의 조절효과를 살펴본 장윤옥과 정서린(2017)의 결과와 유사함을 보이고 있다. 즉 학업스트레스 수준 그 자체를 낮추는 것 뿐만 아니라 청소년들이 학습과정에서 동기조절 전략을 많이 사용하거나 행동조절전략을 많이 사용할수록 학업소진을 줄여줄 수 있다고 보았다(Zimmerman & Martinez-Pons, 1990). 이러한 결과의 기제에는 학습자가 스스로 노력하고 다양한 전략을 수행하는 과정에서 자신을 유능하게 지각하게 됨으로서 학업에 대한 무능감을 억제시켜 학업소진을 낮추게 되는 중재작용을 한다는 Peeters 와 Rutte(2005)의 결과와도 유사함을 보이고 있다.

또한 이수란(2015)Diener와 Dwcek(1980)은 그릿이 높은 사람들은 부정적 피드백에 상대적으로 덜 영향을 받거나, 부정적 피드백에도 불구하고 그릿이 높을수록 부정적 정서를 잘 조절했다고 보고하고 있다, 이는 그릿이 부정적 피드백에 대한 완충제로서 작용함을 의미하고 있기 때문에 본 연구결과와 유사하다고 할 수 있다.

그리고 남고생의 부모와의 의사소통과 학교적응관계에서 그릿이 영향을 미친다는 최미경(2016)의 연구결과에서도 그릿의 역할이 심리적인 조절을 하는 과정에서 중요하게 부각되고 있음을 참고할 수 있다.

이는 학업과 관련된 스트레스 상황에서 학업소진으로 연결되지 않기 위해서는 학업에 대한 관심을 지속적으로 유지하는 것만으로는 도움이 되지 않으나, 열심히 노력을 하여 학업에 대한 성취를 보상적으로 얻게 되면 학업소진을 줄이고 약화시켜 줄 수 있다고 할 수 있다.

따라서 학업관련 스트레스 상황을 직접적으로 줄여줄 수 있는 방법을 탐색함과 동시에 학습자의 꾸준한 노력을 통한 성취감을 통해 학업소진을 조절할 수 있는 간접적인 방법에 대한 접근도 고려할 필요가 있을 것이다.

본 연구는 청소년들이 겪고 있는 학업스트레스가 학업소진을 야기 시키는 상황에서 그릿이 조절역할을 한다는 점을 구체적으로 밝혔다는데 그 의의가 있다. 그릿은 자신을 조절할 수 있는 중요한 심리적 기제이다. 따라서 포기하지 않고 꾸준하게 이어나갈 수 있는 내적인 힘을 키워줄 수 있는 다양한 프로그램을 통하여 청소년의 그릿을 강화해줌으로서 학업스트레스를 줄이고 아울러 학업소진을 완화해줄 수 있을 것으로 기대할 수 있다. 본 연구에서는 학업 스트레스가 소진에 미치는 영향력에서 그릿의 중재적 역할을 밝힘으로서, 청소년을 둘러싼 환경적 스트레스 요인이 부적응 문제를 일으키는데 어떠한 개인 내적 변인이 완충작용을 하는지를 구체적으로 밝혔다. 이는 청소년의 학교에서의 적응적 행동을 위해 환경적 스트레스 요인을 줄이기보다 그러한 부정적 영향을 개인 내적인 자원을 통해 극복할 수 있음을 보여주었다는데 임상적, 학문적 함의점이 있을 것이다.

그러나 이러한 의의와 더불어 본 연구에서는 전남지역의 중학생만을 대상으로 하고 있어 전체 지역의 청소년을 일반화하여 설명하기에는 어려움이 있다. 또한 중학생만을 한정하였다는 점과, 1,2,3학년을 고르게 표집하지 못하였다는 점에도 연구의 제한점이 있으므로 추후 연구에서는 지역과 대상을 보다 보완하여 연구될 필요가 있다. 뿐만 아니라 본 연구결과에서 입증된 조절변인은 통계적 유의성은 입증되었으나 절대적 설명력 수치는 0.8%-1.7%로 낮은 수준에 머물고 있다. 이러한 결과를 보완하기 위해 향후 연구에서는 더 과학적인 표집방법을 적용하여 반복연구가 수행되고 연구결과를 확인하는 작업이 필요하다.


Acknowledgments

본 연구는 한국청소년복지학회 2018 추계학술대회 포스터 발표 논문을 수정 보완한 것임


References
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