Current Issue

Forum for youth culture - Vol. 63

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 0, No. 62, pp.81-119
Abbreviation: RCKYC
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 30 Apr 2020
Received 30 Nov 2019 Revised 16 Mar 2020 Accepted 23 Mar 2020
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2020.04.62.81

청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여가 주관적 안녕감에 미치는 영향: 자아탄력성의 매개효과를 중심으로
김태형1)
1)백석대학교 사회복지학과 외래교수

Influence of Relational Characteristics and Activity Participation of Adolescents on Subjective Well-Being: focusing on the mediating effect of ego-resilience
Kim, Taehyeong1)
1)Adjunct Professor, Dept. of Social Welfare, Baekseok University

초록

본 연구는 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인을 밝힘으로 청소년이 정상적인 발달을 통해 성인기를 준비하고 나아가 청소년의 삶의 질을 높이는 데 목적이 있다. 이에 본 연구는 아동·청소년패널 데이터(1차~3차)를 활용하여 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여가 주관적 안녕감에 미치는 영향과 경로를 파악함에 있어 자아탄력성 개념을 중심으로 분석하였다. 주요 연구결과를 살펴보면, 첫째, 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여가 자아탄력성에 정적인 영향을 미침을 확인할 수 있었으며, 자아탄력성은 주관적 안녕감에 정적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 둘째, 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여가 주관적 안녕감에 영향을 미침에 있어 자아탄력성의 매개효과가 검증되었다. 셋째, 성별 집단 간 차이를 확인한 결과, 두 집단 모두에게서 관계적 특성이 긍정적일수록 자아탄력성 수준이 증가하며, 자아탄력성의 수준이 높을수록 주관적 안녕감의 수준이 높아짐을 확인할 수 있었다. 넷째, 청소년활동 참여의 자아탄력성에 대한 영향력은 여자 집단에서만 유의한 것으로 분석되었다. 본 연구결과를 통해 청소년의 자아탄력성과 주관적 안녕감 향상을 위한 실천적, 정책적 방안을 제시하고자 한다.

Abstract

The objectives of this study are to make adolescents prepare for adulthood via a normal development and further to raise the quality of life of adolescents by identifying the factors that affect the subjective well-being of adolescents. In this regard, this study analyzed the panel data (the 1st ~ the 3rd) for children and adolescents focusing on the concept of ego-resilience in order to investigate the influences and channels of both relational characteristics and activity participation of adolescents on their subjective well-being. The results of the study are as follows. First, it was confirmed that both relational characteristics and activity participation of adolescents had a positive influence on the ego-resilience, and this ego-resilience was analyzed to have a positive influence on the subjective well-being. Second, the mediating effect of ego-resilience was verified in the influence of both relational characteristics and activity participation of adolescents on their subjective well-being. Third, the verification of differences between gender groups revealed that the level of ego-resilience increased as the relational characteristics became more positive in both groups, and the level of subjective well-being increased as the level of ego-resilience became higher. Fourth, the analysis also showed that the influence of activity participation of adolescents on the ego-resilience was significant only in the female group. This study is intended to present the practical and political measures for improving the ego-resilience and subjective well-being of adolescents through the results derived thus far.


Keywords: subjective well-being, adolescents, relational characteristics, activity participation, resilience
키워드: 주관적 안녕감, 청소년, 관계적 특성, 청소년활동 참여, 자아탄력성

Ⅰ. 서 론

최근 행복(happiness), 삶의 질(quality of life), 주관적 안녕감(subjective well-being)등 보다 풍요로운 인간의 삶에 대한 관심이 증가하고 있으며, 이러한 사회적 관심은 보다 건강하고 행복하게 오래 살기를 바라는 인간의 자연스러운 욕구의 표현이라 할 수 있을 것이다(진은설, 2012). 이와 같이 인간이 보편적으로 추구하는 기본적인 욕구로서 더 나은 삶을 살고자 하는 것은 청소년에게도 물론 예외는 아니라 할 수 있다. 행복, 삶의 만족 등과 같은 개인의 안녕감은 바람직한 발달과 성장을 통해 성인기로 진입해야 하는 생애주기적 중요과제를 가진 청소년에게는 매우 중요한 의미를 가진다고 할 수 있다. 하지만 현재 우리사회의 청소년은 인간으로서 안락한 삶을 원하지만 성인으로 성장하는 과정에서 기본적으로 수행해야 되는 과업 이외에 사회로부터 요구되는 수많은 과업 등으로 인해 원하는 삶을 누리고 있지 못하다(진은설, 2012). 관련 통계를 살펴보면, 여성가족부에서 발표한 '2012년 청소년 가치관 국제비교조사3)'에 따르면 우리나라 청소년들의 행복 수준은 62.6점으로 2007년 58.4점 이후 소폭 상승하는데 그쳤으며, 행복감에 대한 인식 정도의 국가별 비교분석결과에서는 중국이 83.8점으로 가장 높은 것으로 확인되었고 한국, 일본(65.7점) 순으로 분석되었다(여성가족부, 2012). 이러한 통계적 동향은 현재 우리사회의 청소년들이 다른 국가의 청소년들 보다 심리적, 정서적으로 느끼는 어려움이 많음을 의미하며 안녕감 수준이 낮음을 실증적으로 보여주는 것이라 할 수 있다.

더불어 최근 언론에서 보도되고 있는 청소년의 학교폭력, 청소년 자살, 가출 등에 대한 문제는 청소년의 주관적 안녕감이 위협받고 있음을 반영하는 것이며, 그 결과로 다양한 사회문제까지 대두되고 있음을 확인 할 수 있는 것이다(김경민, 2010). 이에 청소년의 낮은 안녕감은 청소년의 정상적인 행동 및 발달에 영향을 미치게 된다는 점에서 사회의 관심과 지원이 필수적인 것이라 할 수 있다(김경미, 염유식, 박연민, 2013; 김영미, 2011; Qutaiba Agbria, 2014). 특히 청소년의 낮은 안녕감은 좌절감, 음주 문제, 자살 같은 문제 행동 유발에 영향을 미치게 되므로 청소년의 정상적인 사회적응과 발달을 도모한다는 점에서 매우 중요한 문제라 할 수 있다. 기존의 연구들에서는, 안녕감 수준이 높은 사람은 자신의 긍정적인 상태를 통해 다양한 삶의 영역에서 이익을 얻는다고 하며, 좀 더 활동적이며 활력이 넘쳐 사회적 보상과 직업 선정에 있어 우수성을 보인다고 설명한다(Lyubomirsky, King & Diener, 2005). 따라서 긍정적인 정서적 기능은 개인의 삶에 있어 매우 중요한 요소라고 할 수 있으며, 특히 인생의 변화시점인 청소년기의 주관적 안녕감 수준은 미래의 삶을 위해 그 의미가 크다고 할 수 있다. 이에 본 연구는 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인을 밝혀 청소년이 성인기를 준비하고 학교와 사회에 대한 적응을 통해 궁극적으로 좋은 삶을 살 수 있도록 하는데 의의가 있다.

청소년의 심리적, 사회적 발달 측면에서 매우 중요한 의미를 가지고 있는 안녕감에 영향을 미치는 요인은 과연 무엇일까. 이러한 질문에 선행연구들은 다양한 요인들을 보고하고 있으며, 그 중에서도 청소년의 사회적 관계는 일관되게 청소년의 발달에 매우 중요한 요인으로 설명되고 있다. 특히 아동기에서 청소년기로 이행하는 과정에서 청소년의 사회적 관계는 자연스럽게 확장되며, 청소년은 부모와의 관계를 기반으로 가족, 학교, 지역사회 등 개인을 둘러싸고 있는 다양한 영역에서 상호교류 활동을 수행한다. 이러한 다양한 사회적 관계를 통해 형성한 정서적, 심리적 안정은 사회구성원으로서의 유대감 등을 축적할 수 있을 뿐만 아니라, 청소년 발달에 긍정적인 영향을 미치는 것이다(박주현, 2017; 안병일, 2008; 이나경, 2018). 특히, 타인과의 관계에서 관심 등을 공유하고 서로 연결되어 있다는 느낌은 사회구성원으로서 적응하는데 매우 중요한 요인 될 수 있는 것이다. 청소년의 관계적 특성은 선행연구를 통해 청소년 비행 등과 같은 문제 상황을 낮추거나, 학교생활 적응과 같은 영역에 긍정적인 요인으로 작용한다고 보고하고 있으며(전경하, 2011), 학업, 약물 사용, 비행, 폭력, 건강행동, 학교적응, 주관적 안녕감, 삶의 질 등 다양한 삶의 영역에 영향을 미치는 것으로 확인되고 있다(Andres Rodriguez-Pose, 2014, Janine·Sumantra, 2013; Danilo·Saleh, 2012). 특히 부모는 독립성의 욕구가 표출되는 청소년시기에도 정서적으로 청소년과 가장 밀접하게 연결되어 있는 존재이며 청소년의 내적 발달에 직접적 영향을 미쳐 그 의미가 크다고 할 수 있다(반선숙·이인석, 2014). 또한 청소년의 학교라는 환경은 청소년이 대부분의 시간을 보내는 장소로서 교사는 학교생활 만족도, 학업에 대한 신뢰 등에 영향을 미치는 중요한 관계적 자원이며 또래 관계는 교사 관계 다음으로 청소년의 자아정체감 형성 등에 영향을 미치기에 청소년의 정신건강에 있어 중요한 역할을 한다(허윤영, 2012). 이에 본 연구는 청소년의 다양한 관계적 자원 중 부모, 교사, 또래를 영향변수로 설정하여 주관적 안녕감과의 관계를 검증하고자 한다.

청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인으로 본 연구는 청소년 활동에 주목하고자 한다. 사회는 청소년 개인이 사회구성원과의 적절한 관계를 형성하고 개인의 안녕감을 증진시킬 수 있도록 다양한 사회적 경험의 장을 마련해야 한다. 이러한 청소년의 바람직한 성장과 안녕감을 위해 사회가 제시할 수 있는 노력 중 하나가 청소년활동 제공이라 할 수 있으며 그 의미가 크다고 할 수 있다. 청소년활동은 학교환경 안과 밖에서 자신의 관심과 흥미에 맞는 다양한 체험을 경험할 수 있게 하며(최형임, 이재성, 문영경, 2012), 이를 통해 청소년의 전인적 발달과 심리적·정신적 자원 형성 등에 있어 기회를 제공할 수 있다. 특히, 다양한 동아리 활동을 통해 사회적 관계의 확장과 정서적 안정뿐만 아니라 자아형성, 직업 선택, 자아탄력성 등에 영향을 미칠 수 있어 청소년의 발달에 매우 의미가 있다고 할 수 있다. 이에 청소년활동에 대한 관심은 현 사회의 흐름과 청소년의 특성을 고려하여 필수적이라 할 수 있으며, 본 연구를 통해 청소년활동 참여를 주관적 안녕감의 영향요인으로 설정하여 실증적으로 검증하고자 한다.

본 연구는 관계적·청소년 활동적 참여와 더불어 자아탄력성 변수를 매개변수로 설정하여 주관적 안녕감과의 관계를 보고자 한다. 자아탄력성은 개인이 크고 작은 스트레스를 다루면서 인생의 변화에 적응해 가는데 가장 유용한 심리적 자원이라 할 수 있으며(최형임 외, 2012), Ann Masten(2001)에 의하면 자아탄력성을 적응이나 발달의 심각한 위협에도 불구하고 좋은 결과를 이끌어 내는 것을 특징을 가진다고 설명한다. 즉, 이는 개인은 삶의 과정에서 효과적이고 효율적인 적응을 위해 노력하게 되는데 이 과정에서 발현되는 모든 노력을 자아탄력성이라고 설명할 수 있다는 것이다(권석만, 2015). 이러한 자아탄력성은 선행연구들에서 부모의 지지적인 양육, 부모와의 친밀한 관계(안신호, 이진환, 신현정, 홍창희, 정영숙, 이재식, 서수균, 김비아, 2013), 반응적 사회조직이나 환경(Masten, Reed, 2002) 등의 선행요인에 영향을 받는다고 보고하고 있으며, 더불어 자아탄력성이 긍정적 자원으로 청소년의 주관적 안녕감을 높이는데 영향을 미침을 설명(강명희, 2013; 성은모, 김균희, 2013)하고 있다. 이에 자아탄력성이 매개변수로 주관적 안녕감 수준을 향상시킴으로서 개인의 보다 높은 삶의 질과 풍요로운 인생에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 예측해 볼 수 있다. 이에 본 연구는 자아탄력성 변수를 매개변수로 설정하여 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인과 경로를 종합적으로 파악하고자 한다.

더불어 본 연구에서는 청소년의 주관적 안녕감에 대한 영향요인과 경로를 검증함에 있어 청소년의 성별 차이를 살펴보고자 한다. 청소년기에는 여자는 여자다워 지고, 남자는 남자다워지는 성력 강화(gender intensification)현상이 일어나게 된다. 이러한 성력 강화 현상은 심리적인 변화를 받아들이고 적응하는데 있어 성별 차이를 발생시키게 되는데(백지숙, 김혜원, 김영순, 방은령, 임형택, 주영아, 2009), 실제로 선행 연구들에서도 성별에 따라 주관적 안녕감 수준의 차이가 발생하는 것으로 보고(허영선, 2009)하고 있다. 이러한 연구들은 청소년의 특성을 고려한 사회서비스를 개발하고 개입할 때 중요한 근거가 되기 때문에 본 연구에서 이를 반영하여 청소년의 주관적 안녕감에 대한 영향요인 검증에 있어 성별에 따라 어떤 차이가 있는지 분석을 실시하고자 한다. 이상의 연구배경에 따라 본 연구에서는 청소년의 주관적 안녕감 향상에 영향을 미치는 요인으로 청소년의 관계적 특성과 청소년 활동에 초점을 두고자 한다. 이에 본 연구의 분석결과를 토대로 향후 국내 청소년 주관적 안녕감 및 정신건강 증진을 위한 다양한 임상적, 정책적 변화에 있어 보다 중요한 함의를 제시하고자 한다.


Ⅱ. 이론적 배경
1. 주관적 안녕감에 대한 이해
1) 주관적 안녕감의 개념

일반적으로 주관적 안녕감에 대한 철학적 기반은 크게 두 가지로 구분할 수 있다. 첫 번째는 쾌락주의(hedonism)적 관점이고 다른 하나는 자기실현적(eudaimonia) 관점이다. 쾌락주의적 관점은 개인의 긍정적, 부정적 정서에 대한 전반적인 삶에 대한 평가와 만족으로 안녕감을 정의하는 반면, 자기실현적 관점은 긍정적·최적의 기능, 개인의 기본적 욕구와 내적 잠재력에 대한 충족으로 안녕감을 정의한다(안신호 외, 2013). 이러한 두 개념의 차이는 안녕감을 바라보는 관점에서 즐거움과 안락한 상태를 중시하느냐와 성격적 강점 또는 덕성의 개발을 중시하느냐의 개념에서 발생한다고 할 수 있다.

긍정심리학에서의 주관적 안녕감에 대한 개념은 어떤 관점에 초점을 맞추느냐에 따라 실증적 연구에서의 개념정의도 상이함을 확인할 수 있다. 실제로 최근의 연구를 살펴보면, 쾌락주의적 입장4)에 초점을 맞춘 연구자들은 주로 주관적 안녕, 행복감, 삶의 만족도 등과 같은 긍정적인 주관적 경험들에 초점을 맞추고 있으며, 자기실현적 입장에 초점을 맞추고 있는 연구자들은 지혜, 용기, 창의성, 절제, 영성 등과 같은 인간의 긍정적 특질인 성격적 강점 및 덕목에 초점을 맞추고 있음을 확인할 수 있다. 이는 역사적으로 긍정심리 학자들이 개념을 추상적으로 정의하기보다는 실증적인 연구를 수행하기 위해 보다 구체적인 방식으로 정의하고자 노력하고 있음을 보여주는 것이라 할 수 있다.

그러나 이러한 주관적 안녕감의 두 철학적 개념의 차이에도 불구하고 긍정심리학에서는 두 관점 모두 학문적으로 개인의 삶의 본질에 대한 사람들의 생각을 반영하고자 한다는 점에서는 동일하며, 특히‘무엇이 만족하는 삶을 구성하는가?’, ‘무엇이 좋은 삶인가’라는 질문에 답을 구하는 과정에서 두 관점은 서로 상관이 높은 것으로 설명한다(권석만 2015). 이에 본 연구자는 청소년의 만족하는 삶 또는 좋은 삶에 대한 연구의 관점으로 쾌락주의적 관점을 중심으로 살펴보고자 한다. 이는 청소년기는 정서적, 심리적으로 이전 발달시기 보다 민감해지고 표현도 풍부해지므로 개인의 긍정적/부정적 정서에 관심을 두는 쾌락주의적 관점의 설명이 보다 본 연구의 관점으로 적합하다고 사료되기 때문이다.

이에 좀 더 구체적으로 주관적 안녕감의 정의에 대해 살펴보면, 쾌락주의적 관점에서의 주관적 안녕감은 개인이 경험하는 유쾌한 상태라고 정의한다. 즉, 개인이 자신의 삶에 대해 만족스럽게 느끼는 주관적인 상태가 주관적 안녕감이라는 관점이다. 이러한 쾌락주의적 관점은 고대 그리스 시대로 거슬러 올라가 그 기원을 확인해볼 수 있다. 에피쿠로스(Epicurus)는 주관적 안녕감을 쾌락이라고 주장하며 쾌락을 육체적 고통이나 영혼의 문제가 없는 상태로 정의하였고(강영하, 2012), 이러한 주관적 안녕감의 추구는 즉각적인 감각의 만족을 중시하면서 고통을 최소화하는 것이 관건이라고 주장하였다(권석만, 2015). 이에 역사적으로 쾌락주의 전통의 연구에서는 긍정적 정서와 인지적 만족 등을 풍족한 삶의 판단 기준으로 삼고 있으며(강영하, 2012), 개인이 원하는 것이 충족되어 긍정적 정서가 유발되면 그것이 바로 안녕감으로 규정하고 있다. 이에 주관적 안녕감5) 이라는 개념을 정의하는 것은 연구자가 어떤 철학적 관점에 기반을 두느냐에 따라 달라질 수 있으며, 또한 용어의 사용에 있어서도 학자들마다 행복, 주관적 안녕감 등으로 다양하여 연구자의 기준과 판단이 매우 중요하다고 하겠다.

따라서 본 연구에서의 주관적 안녕감은 개인의 주관적 경험과 긍정적 또는 유쾌한 상태를 포함하는 개념이라 할 수 있으며, 쾌락주의적 관점의 연구에서 선호되는 용어로 개인이 자신의 삶에 대해 만족스럽게 느끼는 상태라 할 수 있을 것이다. 실제로 주관적 안녕감은 실증적 연구들에서 삶의 만족도, 삶의 질이라는 용어로 사용되기도 한다(권석만, 2015). 이에 본 연구에서의 주관적 안녕감의 개념은 개인이 자신의 삶을 긍정적으로 경험하는 주관적인 심리적 상태라 여기며, 그 개념을 ‘개인의 일상 속에서 긍정적으로 경험하는 주관적 심리상태 즉, 개인이 주관적으로 만족하고 기쁨을 느끼는 정서적 상태’로 정의하고자 하며, 이를 삶의 질 척도를 활용하여 그 정도를 파악하고자 한다.

2) 청소년 주관적 안녕감에 대한 선행연구 및 영향 변인

청소년을 대상으로 한 관련 선행 연구들은 주로 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인을 실증적으로 검증하는 횡단적 연구를 중심으로 진행되고 있음을 확인할 수 있다. 관련 연구들을 정리해보면, 먼저, 개인요인으로는 성별(김혜원, 홍미애, 2007), 건강(김태형, 2015; Haase, 2004), 자아존중감(함승우, 2016; Helen·Adrian, 2002), 스트레스(강유진, 2008), 이타성 및 낙관성(김홍순, 2010; 이지연, 이향심, 2007), 자아탄력성(정경희, 2014) 등이 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 것으로 보고하고 있으며, 가족요인으로는 부모의 지원, 부모자녀관계, 가족기능, 부모의 경제적 지위 및 가족의 경제적 풍요도, 부모와의 의사소통 방식, 부모의 양육태도(김영미, 2011; 명수정, 2011; 한혜림, 2018) 등의 변수가 주관적 안녕감에 영향을 미치는 것으로 설명하고 있다.

그 밖의 연구들에서는 주관적 안녕감에 영향을 미치는 변수로 사회적 요인을 고려하여 검증하고 있으며, 그 결과로 친구와의 관계(Helen et al., 2002), 교사와의 관계, 이웃환경, 사회적 지지(김홍순, 송민경, 김청송, 2012; 백봉렬, 2012; Qutabia, 2014), 청소년활동(송운용, 2016) 등이 주관적 안녕감에 영향을 미침을 연구를 통해 제시하고 있다. 이 외에도 주관적 안녕감과 공동체 의식 또는 공동체적 행동과의 관계를 살펴본 연구도 확인할 수 있는데, 연구를 통해 주관적 안녕감이 높은 개인은 그들이 속한 공동체와 사회에도 유익을 끼친다고 설명하고 있다(홍경임, 2008; 재인용).

이외 주관적 안녕감에 영향을 미치는 중요 요인으로 사회·환경적 요인을 보고한 연구들을 확인할 수 있는데, 관련 연구들은 긍정적 인간관계 등을 통해 삶 속에서 얼마나 많은 즐거운 순간들을 경험하느냐에 따라 주관적 안녕감의 수준이 달라 질 수 있음을 설명하고 있다(Compton, 2005). 예를 들면, 결혼생활을 통해 배우자와 가족과 함께 공유하는 즐거움, 직장생활을 통해 얻게 되는 소속감 및 성취감, 다양한 여가활동 및 종교 활동을 통한 즐거움과 유대감 등을 통해 주관적 안녕감을 느끼게 된다는 것이다. 특히, 본 연구에서 주목하는 관계적 특성 중 부모관계, 또래관계, 교사관계, 청소년 활동 특성은 주관적 안녕감에 영향을 미치는 강력한 요인 중 하나로 작용한다고 할 수 있다. 실제로 Diener, Biswas-Diener(2002)의 연구에 따르면, 국가 간 비교연구에서 부부만족도, 직업 환경에 대한 만족도, 종교 활동 및 지역사회 활동 등에 대한 만족도 등이 주관적 안녕감에 중대한 영향을 미치는 것으로 설명하고 있으며, 서정아(2013)의 연구에서도 개인이 구축하고 있는 사회적 관계망과 구성원에 대한 신뢰 수준이 주관적 안녕감에 영향을 미친다고 설명하고 있다. 더불어 사회에서 제공하는 청소년활동이 청소년의 주관적 안녕감에 정(+)적인 영향을 미친다는 연구 결과들도 보고되고 있다(송운용, 2016; 안병일, 2008). 따라서 주관적 안녕감 향상을 위한 노력은 개인의 즐겁고, 유익한 경험을 위해 삶의 환경적 여건이 중요하며, 이러한 환경적 여건과 상황을 개선하는 데 사회적 관심과 노력이 필요함을 강조한다고 할 수 있다.

다음으로 본 연구에서 주관적 안녕감을 결정하는 또 다른 요인으로는 자아탄력성을 설정하고 있다(정경희, 201). 선행연구를 통해 살펴보면, 주관적 안녕감은 개인의 유전적 기질, 정서적 성향, 성격 등에 의해서 영향을 받는다고 설명하며, 실제로 개인의 긍정적 정서, 낙관성, 적응 능력 등 성격적 요인들이 주관적 안녕감과 높은 상관관계가 있음을 보고하고 있다(DeNeve & Cooper, 1998: 권석만, 2015; 재인용). 이러한 개념적, 실증적 논의들을 통해 살펴보면 청소년의 주관적 안녕감의 선행요인으로 관계적 특성, 사회에서 제공하는 활동, 개인의 심리적 요인 등이 종합적으로 고려되어야 함을 확인할 수 있다.

2. 청소년의 관계적 특성
1) 부모양육태도

주관적 안녕감에 영향을 미치는 청소년의 관계적 특성은 청소년이 주로 생활하는 환경과 밀접한 관련이 있으며(Ryan·Deci, 2001), 특히 가정과 학교 환경은 청소년에게는 매우 중요한 삶의 영역이라 할 수 있다. 청소년은 타의적 또는 자의적으로 가정과 학교 환경에서 부모와 친구, 교사와의 정서적, 심리적 상호교류를 통해 사회적 관계를 형성하게 된다. 특히 가정환경은 각 개인이 만나는 초기의 사회적 환경이므로 부모와의 관계는 청소년의 심리적, 정서적인 안정에 매우 중요한 역할을 한다고 할 수 있다(남승규, 2017).

이러한 자녀와 부모관계를 정의하고 측정함에 있어 학자들에 따라 다양한 규정을 제시하고 있으며, 본 연구에서와 같이 부모의 양육태도를 자녀가 지각한 양육태도를 통해 측정(남상인, 1983; 정미현, 2003; Fishbein, 19975)하고 있음을 확인할 수 있다. 관련 연구들은 부모양육태도는 자녀를 대하는 부모의 방법 등에 영향을 주며 이는 다시 자녀로 하여금 부모를 대하는 태도와 행동 등에 영향을 미침으로 부모 자녀관계를 결정짓는 중요한 요인으로 설명하고 있으며(Hurlock, 1978; 김경민, 2010에서 재인용), 실제 관련 연구들에서는 부모와 자녀의 관계를 측정함에 있어 자녀가 인지한 부모의 양육태도를 중심으로 연구를 진행하고 있음을 확인할 수 있다(안현지, 1999; 정미현, 2003). 또한 부모의 실제 양육태도는 자녀가 지각한 양육태도와 다를 수 있으며 이는 부모가 자녀를 태도가 긍정적이라 생각해도 실제 자녀는 부정적으로 받아드릴 수 있다는 것이다(김경민, 2010). 따라서 부모관계를 측정함에 있어 자녀가 지각한 양육태도가 중요한 의미를 가진다고 할 수 있다. 이에 본 연구에서는 부모관계를 측정함에 있어 청소년이 지각한 부모양육태도를 활용하여 연구가설을 검증하는데 활용하고자 한다.

국·내외의 청소년을 대상으로 한 관련 연구들에서는 부모의 양육태도가 청소년의 주관적 안녕감 및 심리적 안정을 예측하는 주요 변인으로 보고하고 있으며(박미애, 김세경, 천성문, 2013; Chow, Lowery, 2007), 이는 부모의 양육태도가 청소년의 성장과 발달에 있어 매우 중요한 역할을 하는 것을 의미한다. 더불어 좀 더 구체적으로 관련 연구를 살펴보면, 김경민(2014)은 부모의 양육태도가 주관적 안녕감에 정(+)적인 영향을 미침으로 보고하고 있으며, 지선례(2018)의 연구에서는 부모의 애정적 양육태도가 아동의 행복감에 긍정적 영향을 미친다고 설명하고 있다. 더불어 부모양육태도와 자아탄력성의 관련 연구에서는 엄인숙(2012)은 부모의 감정표현이 솔직하고, 부모와의 정보교환이 자유로우며, 의사소통이 활성화 될수록 자녀의 자아탄력성이 향상되는 것으로 설명하고 있으며, 정미현(2012)은 부모의 양육태도 긍정적일수록 자아탄력성이 높음을 보고하고 있다. 이러한 부모양육태도에 대한 선행연구들을 종합해보면, 청소년의 바람직한 성장과 발달, 심리적·정서적 안녕감 형성에서 부모와의 관계가 그 근간을 이루며, 이후 청소년의 정신건강 및 바람직한 사회구성원으로서 성장함에 있어 부모양육태도가 매우 중요한 역할을 담당함을 확인할 수 있는 것이다.

2) 또래관계

위에서 살펴본 바와 같이 청소년기에는 부모와의 관계가 개인의 성장과 발달에 있어 중요한 역할을 하게 된다. 물론 아동기에서 청소년기로 이행하는 과정에서 청소년기 역시 아동기와 마찬가지로 부모와의 관계가 매우 중요한 역할을 하지만, 연령이 증가함에 따라 가정환경의 영향보다는 학교환경의 영향력이 점차 중요시된다고 할 수 있겠다(임성택, 김혜진, 2001). 특히 학교에서의 생활은 아동기와 비교해보면 본격적인 사회구성원으로서 역할을 수행하게 되면서 친구, 교사와의 관계로부터 받는 영향력이 매우 증가하게 되며 이 과정에서 또래관계는 청소년의 심리적, 사회적 발달과 안정에 매우 중요한 역할을 하게 된다.

특히 중학생 시기의 청소년은 사회적 지지의 중심이 가족에서 학교 환경으로 이동을 하는 본격적인 시기로 또래관계의 영향력이 매우 증가하며, 실제 관련 연구들에서도 청소년은 또래관계를 통해 한 학급의 구성원으로 자신을 인식하는 경향이 있음을 설명하고 있다. 이러한 또래관계는 청소년이 자연스럽게 형성하거나 또는 의도적으로 특정 개인을 대상으로 형성하기도 한다. 이는 또래관계가 가지고 있는 특수한 기능에서 그 이유를 찾아 볼 수 있는데, 또래관계는 청소년에게 중요한 정서적 공감자원이자 지지자원으로서의 기능을 하며(박진규, 2012), 자신의 삶을 평가하는 기준이 되기 때문이다. 더불어 또래관계는 소속감을 가지게 하며 공통된 관심사를 가지고 즐거운 활동을 같이 할 수 있다는 점에서 그 기능의 특성이 있다고 하겠다. 따라서 또래관계는 청소년 개인에게 있어 전반적인 학교생활의 적응이나 만족도, 심리적·정서적 안녕감 등에 밀접한 관련이 있음을 짐작해 볼 수 있을 것이다.

다양한 실증적 연구들을 통해서 또래와의 긍정적 관계가 청소년의 다양한 심리적, 정서적 안녕감에 영향을 미친다는 실증적 근거를 확인해 볼 수 있다. 먼저, 청소년의 친구관계 특성과 자아존중감에 대한 최정미, 김미란(2003)의 연구에서는 친구관계를 유지하는 노력이 증가할수록 긍정적 친구관계가 형성되며 이를 통해 자아존중감이 향상된다고 보고하고 있으며, 장암미, 안도희 (2013)의 연구에서는 청소년의 학교 적응과 심리적 안녕감의 세부적인 영역에서 또래관계가 어떤 역할을 하는지 검증하였으며, 연구결과 또래관계가 학교적응과 개인의 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

3) 교사관계

앞서 살펴보았듯이 청소년기는 가정에서 학교환경으로 관계의 중심이 변화하게 되는 시기이다. 특히 부모와의 관계뿐만 아니라 학교 및 지역사회 환경에서 다양한 구성원들과 교류 활동(권일남, 오해섭, 이교봉, 2012)을 진행하게 된다. 이러한 청소년의 특성은 실제로 앞선 선행연구 등을 통해서도 확인할 수 있었다. 특히 또래와의 관계는 학교생활 적응과 심리적, 정서적 안녕에 매우 중요한 역할을 하고 있음을 알 수 있었다.

그러나 청소년의 학교환경에서 주목해야 할 사회적 관계는 또래만 있는 것은 아니다. 청소년과 교사와의 관계도 우리가 관심을 가져야 할 필요가 있다. 이는 학교 환경을 구성하는 주요 구성원(박진규, 2012) 중 하나가 교사이며, 교실 및 학교라는 환경에서 청소년과 수많은 상호교류 활동을 지속하는 존재이기도 하기 때문이다. 특히 교사는 교육의 중요 책임을 이행하도록 사회로부터 위임받은 존재로서 청소년에게 사회가 요구하는 규범 등을 전수시켜야 하는 역할도 가지고 있다. 이에 청소년에게 있어 교사는 사회규범을 전수시키는 감시자, 교육자, 통제자인 동시에 자아를 형성하고 창의성을 발현할 수 있게 해주는 조력자, Mentor로의 역할을 수행하는 존재라고 할 수 있다. 학교환경에서 교사가 이러한 다양한 역할을 수행하기에 청소년에게 있어 중요한 자원으로 그 중요성이 크다고 할 수 있다.

실제로 이러한 청소년과 교사관계의 중요성은 다양한 연구를 통해서도 확인할 수 있다. 먼저 국외의 연구를 살펴보면, Vedder, Boekaerts, Seegers(2005)은 그들의 연구를 통해 교사의 정서적 지지가 학생의 학교 적응, 학업에 대한 동기, 자신감, 주관적 안녕감 등에 정적인 영향을 미친다고 설명하고 있으며, Chow, Lowery(2007)의 연구에서는 교사는 가정 이외의 환경에서 만나는 유의미한 타인이며, 부모 이외에 가장 빈번하게 정서적 교류를 하는 성인으로 청소년의 심리적, 정서적 연구에서 관심을 가져야할 사회적 관계 자원으로 강조한다.

국외의 연구들 외에도 국내의 다양한 연구들을 통해서도 교사관계의 중요성을 확인할 수 있다. 이러한 연구들에서는 공통적으로 교사와의 관계는 청소년에게 정적인 긍정적 영향을 미치는 것으로 보고하고 있는데, 교사와의 긍정적 관계는 학교적응(최경윤, 최은영, 2010), 자아개념(김희영, 양미경, 곽수란, 2015), 자아탄력성(구본호, 김재철, 2018; 이하리, 이영선, 2015) 등에 긍정적 영향을 주는 것을 확인할 수 있다.

위의 선행연구를 종합해 보면, 청소년의 교사관계는 개인의 심리적, 정서적 안녕과 학교생활, 행동 등까지 다양한 영역에서 영향을 미친다고 볼 수 있다. 이에 청소년의 주관적 안녕감에 대한 영향을 살펴보는데 있어 중요한 사회관계적 자원 중 하나로 교사관계도 살펴보아야 할 것이다.

3. 청소년활동
1) 청소년활동의 개념과 특성

청소년활동은 청소년 개인의 역량을 강화하고, 자신들의 삶을 풍요롭게 하며, 심리적·정서적 안녕감을 개선시켜 자신에 대한 변화뿐만 아니라 가정과 사회, 국가의 효율성에 적극적으로 대처하는 힘을 키우는 것이라 할 수 있다(권일남 외, 2012). 특히 청소년활동은 주로 지역사회를 중심으로 이루어지고 또래와의 자발적인 참여가 특징이라 할 수 있으며, 이는 경제적 자본 등의 영향을 받는 여타의 교육과는 구분된다고 할 수 있다. 이러한 청소년활동의 개념에 대해 살펴보면, 청소년기본법에서는 ‘청소년활동은 청소년의 균형 있는 성장을 위해 필요한 행동과 이러한 행동을 소재로 하는 수련, 교류, 문화 활동 등 다양한 형태의 활동’이라고 정의하고 있다. 더불어 송운용(2016)은 청소년활동의 개념을 ‘입시위주의 교육으로 인한 체험 및 올바른 여가기회의 부족을 해소하기 위한 문화적 감수성 체험을 위해 제공되는 활동’이라고 설명하고 있다. 이러한 청소년활동의 개념정의는 활동의 목적과 초점이 결과물 생성에 있는 것이 아니라 참여의 개념을 중요시하여 정리한 것이라 할 수 있다. 특히, 성인과 달리 청소년은 지역사회의 일원으로 지역사회의 이념이나 목적을 공유하는 기회나 관련 활동에 참가하는 것이 제한적일 수밖에 없는데, 청소년활동을 통해 청소년은 지역사회 문화를 교류하고 민주적 시민으로서 다양한 활동에 참여하게 되는 것이다. 이에 청소년에게 청소년활동 참여는 단순한 참가의 그 이상의 의미를 가진다고 할 수 있는 것이다.

청소년활동 참여의 개념정의는 다양한 연구를 통해 확인할 수 있는데, 송진영, 최영란(2016)은 ‘청소년들이 개인적·집단적으로 자신의 생활과 관련한 의사결정 과정에 관여하고, 실제로 영향력을 발휘하는 자발적인 행위로서 학교 또는 지역사회에 참여하는 모든 활동에의 참여’로 정의하고 있으며, 최경옥(2017)은 청소년활동 참여를 ‘지역사회를 기반으로 하여 다양한 형태로 존재하는 활동 및 각종 단체나 조직에 청소년들이 자발적으로 참여하는 행위’로 정의 내리고 있다. 이러한 개념정의를 통해 우리는 청소년활동에 있어 참여 그 자체가 주는 의미의 중요성과 청소년활동의 주요 공간으로 학교 및 지역사회 등이 포함되어야 함을 확인할 수 있다. 따라서 이상의 정의를 토대로 본 연구는 청소년활동을 정의함에 있어 청소년기에 이루어지는 학교 및 지역사회의 체험적 활동의 개념을 반영하여 비자발적 활동뿐만 아니라 자발적 활동까지도 포함하는 ‘참여’가 중심이 된 개념으로 정의하고자 한다.

이상의 개념 고찰을 통해 청소년활동은 청소년의 균형적이고 안정적인 발달을 위해 매우 중요한 요소임을 확인 할 수 있으며, 청소년활동의 목적 및 긍정적 결과물의 산출뿐만 아니라 활동 자체의 참여가 중요한 개념임을 확인할 수 있다. 이에 본 연구에서는 청소년 활동 수준을 참여의 개념을 중심으로 파악하고자 하며, 청소년 활동을 교내 동아리 활동과 교외 체험활동으로 나누어 그 참여 여부를 중심으로 분석하고자 한다.

2) 청소년활동의 중요성과 선행연구

위에서 살펴본 것처럼 청소년이 조화롭게 성장하고 심리적, 정서적 안녕감을 형성할 수 있도록 하고, 현실적으로 제기된 문제를 보완하기 위해 고려해 볼 수 있는 방법 중 하나가 청소년활동이라 할 수 있다. 청소년활동은 앞서 살펴보았듯이 청소년이 학교의 교과 과정과 가정에서 경험할 수 없는 다양한 체험을 제공한다는 차별화 된 특성이 있으며(최형임 외, 2012), 제공되는 다양한 체험은 청소년의 사고의 폭(김정민, 송수지, 2017)을 확장해 주며 개인의 흥미와 재미 충족, 정서적·심리적 안녕감 증진(진은설, 2013; 최형임 외, 2012)에 영향을 미치기 때문에 이를 학교 및 지역사회 환경에서 적극적으로 고려해야 한다고 할 수 있다. 특히 동아리활동은 취미와 교양, 친교활동뿐만 아니라 진로, 직업선택 영역까지 확장하여 영향을 미칠 수 있어 매우 중요하며, 청소년들의 자발적인 참여활동은 자신들의 심리적·정서적 안녕감 형성을 비롯하여 또래 친구들의 문제예방과 해결에도 참여할 수 있는 기회를 제공하기에 그 중요성이 크다고 하겠다(허철수, 강옥련, 2010). 이에 청소년활동을 통해 청소년은 일방적이고 제안된 문제해결에서 벗어나 자신의 주체적이고 자발적인 참여를 통해 행동하게 되며, 올바른 시민의식과 건강한 심리적 상태(김정주, 2000)를 가진 청소년으로 성장할 수 있는 기회를 제공받게 되는 것이다.

이러한 청소년활동의 중요성은 선행연구들을 통해서도 확인할 수 있는데, 청소년 수련활동, 동아리 활동 등의 참여가 청소년의 생활 만족도와 주관적 안녕감, 자아탄력성을 향상시키는 것으로 보고하고 있다(김윤나, 박옥식, 2009; 진은설, 2013, 최형임 외, 2012). 더불어 본 연구와 같이 활동 참여 여부를 변수로 조작화 하여 그 중요성을 설명하고 있는 연구들도 찾아 볼 수 있다. 구찬상(2009)은 청소년의 스포츠 동아리 참여 여부가 교사, 학습, 환경 등의 학교생활만족도에 정(+)적인 영향을 미친다고 보고하고 있으며, 정순희(2017)의 연구에서는 청소년 봉사활동 참여 여부가 공동체의식과 학교사회자본에 정(+)적인 영향을 미침을 설명하고 있다. 또한 김종오(2017)의 연구에서는 청소년 활동 참여가 활력, 피로 등의 개인의 기분상태에 영향을 미치며 자기효능감에 정(+)적인 영향을 미침을 보고하고 있다. 이러한 선행연구의 결과를 통해서 우리는 청소년활동이 청소년의 발달에 매우 중요한 자원임을 확인할 수 있으며, 이에 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 요인을 고려함에 있어 청소년활동 참여를 변수로 설정하여 검증하고자 한다.

4. 자아탄력성
1) 자아탄력성의 개념

본 연구에서는 자아탄력성의 개념6)을 중심으로 주관적 안녕감의 영향요인을 검증하고자 한다. 자아탄력성(ego-resilience)7)은 실제 연구에서 탄력성(resilience)의 개념과 혼용되어 사용되고 있는데, 둘의 개념을 다른 것으로 구별해야 한다는 연구자들의 의견도 제기되고 있다. 실제로 자아탄력성은 정태적 개념으로 정신분석학이 그 배경을 이루며 탄력성은 동태적 개념을 특성으로 한다는 점에서 그 차이가 있다고 하겠다. 하지만 두 개념 모두 경험적 결과를 통해 확립된 개념으로 역경의 심각성을 전제로 한다는 공통점이 있기에 두 개념을 혼용하는데 있어 일정 합의점을 이루고 있다고 할 수 있다(이연실, 2013). 이에 본 연구에서는 ‘ego'의 존재와 그에 따른 개인적 특성에 보다 초점 화 된 자아탄력성의 개념을 중심으로 논의를 이어가고자 한다.

자아탄력성은 개인이 크고 작은 스트레스를 다루면서 인생의 변화에 적응해 가는데 가장 유용한 심리적 자원이라 할 수 있다(최형임 외, 2012). Masten(2001)에 의하면 자아탄력성을 적응이나 발달의 심각한 위협에도 불구하고 좋은 결과를 이끌어 내는 것을 특징으로 하는 일군의 현상으로 정의한다. 개인은 삶을 살면서 다양한 상황적 요구에 직면하게 되며, 이러한 상황적 요구는 개인에게 도전과 긴장감을 유발하게 된다. 이러한 삶의 과정에서 효과적이고 효율적인 적응을 위해 노력하게 되는데, 이 과정에서 발현되는 모든 노력을 자아탄력성이라고 설명할 수 있다(권석만, 2015). 결국, 자아탄력성은 특별한 정서적 문제를 보이지 않고 역경, 스트레스 상황 등을 해결하며, 변화하는 환경에 건강하게 적응하는 개인의 능력을 의미하는 것이다. 실제 관련 연구를 살펴보면, Block 외(1980)의 연구에서 자아탄력성이 높은 사람은 친구들에게 관대하고 새롭고 어려운 상황에 맞닥뜨렸을 때 이를 남들 보다 다루기 좋아하는 경향을 가진다고 설명한다. 또한 Rothbaum 외(1982)의 연구를 통해서도 자아탄력성의 영향을 확인할 수 있는데, 다양한 문화권의 사람을 대상으로 주관적 안녕감과의 관계에 대해서 살펴보면서, 개인적 통제감이 여러 문화권에서 공통적으로 주관적 안녕감과 밀접한 관련이 있다고 그 중요성을 강조하고 있다(권석만, 2015; 재인용). 그 외 Lefcourt(1981)은 연구를 통해 내적 통제 소재를 가진 사람이 그렇지 않은 사람 또는 외적 통제 소재를 지닌 사람들 보다 삶의 다양한 영역에서 주관적 안녕 수준이 높은 것으로 나타난다고 설명하고 있다. 국내의 연구를 통해서도 청소년의 자아탄력성의 중요성을 확인할 수 있다. 그 중에서 자아탄력성과 주관적 안녕감의 관계에 대한 연구를 중심으로 살펴보면, 성은모 외(2013)의 연구에서도 개인의 특성으로 자아탄력성은 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 확인되고 있다.

앞서 살펴보았듯이 자아탄력성은 청소년의 발달과정에서 발생하는 스트레스 등을 극복하고 행복한 청소년으로 성장하기 위해 필수적이라 할 수 있겠다. 이에 선행연구를 중심으로 본 연구는 청소년의 관계적 특성(또래관계, 교사관계, 부모양육태도), 청소년활동 참여와 주관적 안녕감의 관계에서 자아탄력성의 매개효과를 분석하고자 한다. 자아탄력성의 매개효과를 다룬 연구들을 살펴보면, 강명희, 이수연(2013)의 연구에서는 청소년의 학업스트레스와 안녕감의 관계에서 자아탄력성의 매개효과가 유의미 하였으며, 지선례(2018)의 연구에서는 부모의 양육태도, 친구 및 교사 지지와 아동의 행복감 관계에서 자아탄력성이 매개역할을 하는 것으로 나타났다. 반면, 류민영, 정현숙(2015)의 연구에서는 아동과 청소년의 다집단 분석에서 자아탄력성의 매개효과가 없음을 보고하고 있다. 이에 선행연구들의 자아탄력성의 매개효과에 대한 결과가 일치하지 않아 추가적인 연구가 필요할 것으로 보이며, 청소년의 사회·환경적 요인의 부(-)적 영향으로 주관적 안녕감이 낮아지는 경우에도 개인적 요인인 자아탄력성이 매개효과가 있다면 완충의 역할을 하여 주관적 안녕감에 긍정적 영향을 미칠 수 있으므로 자아탄력성을 매개변수 설정하여 그 효과를 검증하고자 한다.

2) 자아탄력성의 선행요인

누구나 삶을 살면서 역경에 직면하지만 어떤 사람들은 다른 사람들에 비해 탄력성 정도가 명백히 구분되는 경우가 있다. 탄력적인 사람과 그렇지 못한 사람의 차이를 어떻게 설명할 것인가. 긍정심리학에서는 탄력성의 보호요인으로 세 가지 범주의 보호요인을 기술한다. 이는 개인 내적 요인, 가족 요인, 지역사회 요인이다(Masten et al., 2002). 이 가운데 본 연구에서는 탄력성의 보호요인으로 가족 요인과 지역사회요인에 초점을 맞추고자 한다. 이는 청소년시기에 가장 많은 영향을 받는 환경은 가정과 학교 또는 지역사회 환경이며, 이러한 환경에서 다양한 사회구성원과 상호작용하며 생성되는 긍정적 주요 자원 중 하나가 자아탄력성이라고 여기기 때문이다.

위에서 언급한 본 연구의 연구 초점에 비추어 자아탄력성의 선행요인들을 살펴보면, 자아탄력성의 선행요인으로는 먼저 가족 내에 내재된 특성을 꼽을 수 있다. 이는 부모가 아동의 교육에 적절하게 관여할수록, 뚜렷한 규칙과 기대를 제공하는 지지적인 양육을 제공할수록, 부모나 일차 양육자와 자녀가 친밀한 관계를 형성할수록 자아탄력성의 수준이 높아지는 것으로 설명하고 있다(안신호 외, 2013). 특히 부모와 자녀와의 긍정적인 관계형성이 자아탄력성을 형성하는데 매우 중요한 역할을 하는 것을 확인할 수 있으며, 이는 본 연구에서 관심을 가지고 있는 부모관계가 실제로 이론을 통해서도 그 중요성이 강조되고 있음을 확인하는 것이라 할 수 있다.

위의 가족 내의 특성 외에 자아탄력성의 선행요인으로는 지역사회 요인을 들 수 있다. 지역사회요인은 학교나 사회에 있는 다양한 사회조직이나 활동에 참여할수록, 생활하기 좋은 학교에 다닐수록, 반응적인 사회서비스가 제공되는 사회에 거주할수록 개인의 자아탄력성의 수준이 높아지는 것을 의미한다(Masten et al., 2002). 이는 청소년에게 있어 학교환경에서 맺는 다양한 사회구성원과의 관계(또래, 교사)가 중요함을 설명하고 있는 것이며, 지역사회 또는 학교에서 제공되는 청소년활동 등이 청소년의 자아탄력성 형성에 영향을 미침을 확인할 수 있는 것이다.

앞서 살펴보았듯이 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 특성은 자아탄력성 형성에 있어 매우 중요한 요인으로 작용함을 알 수 있으며, 실제 연구를 통해서도 자아탄력성에 관계적 특성과 청소년활동 특성이 중요한 영향요인임을 확인할 수 있다. 최형임 외(2012)는 청소년의 동아리활동 만족도가 자아탄력성을 높이고 이를 통해 학교생활적응 능력을 향상시킬 수 있다고 설명하고 있으며, 권지은(2003)은 부모 및 또래 애착과 자아탄력성의 관계를 살펴보았는데, 그 결과로 또래와의 애착이 높을수록 자아탄력성의 수준이 증가한다고 하였다. 이 밖에도 김인형(2015)은 학교에서 제공되는 클럽 활동 참여가 청소년의 공감능력과 탄력성에 영향을 미치는지 검증하였으며, 그 결과로 클럽 활동의 참여는 자아탄력성 형성에 정(+)적인 영향을 미친다는 결과를 제시하였다.


Ⅲ. 연구 모형 및 연구 질문
1. 연구모형

본 연구는 청소년 탄력성 모델(ARM)을 중심으로 연구모형을 설정하고 분석하고자 한다. 청소년 탄력성 모델은 Haase(2004)에 의해서 제안된 모델로서 스트레스의 긍정적인 측면과 건강한 적응능력 및 탄력성에 초점을 두고 있다. ARM모델은 만성질환을 앓고 있는 청소년의 현상학적 연구로 시작되었으며 청소년의 삶의 질에 영향을 미치는 요인과 그 경로를 파악함에 있어 종합적인 시각을 제시하고 있다. 본 모델8)은 위험요인과 보호요인 그리고 결과요인으로 분류하며, 독립변수로서 위험요인과 보호요인이 자아탄력성에 영향을 미치며 이후 삶에 질에 영향을 미치게 된다는 완전매개 모형으로 그 경로를 설명하고 있다.

즉 가족·사회적·질병 요인과 개인의 위험 및 보호요인이 자아탄력성에 영향을 주고 이를 통해 결과적으로 삶의 만족도에 이른다는 것이다.

이에 본 연구는 위 청소년 탄력성 모델(ARM)을 중심으로 주관적 안녕감에 이르는 완전매개모형으로 변수 간 관계를 설정하고 있으며 연구 모형은 <그림 1>과 같다. 청소년의 관계적 특성 및 청소년활동 참여가 주관적 안녕감 사이의 경로를 분석하며, 자아탄력성의 매개효과를 검증하고자 한다.


<그림 1> 
연구 모형

2. 연구 질문

본 연구의 구체적인 연구 질문은 다음과 같다.

첫째, 청소년의 관계적 특성은 자아탄력성에 유의미한 영향을 미치는가.

둘째, 청소년의 청소년활동 참여는 자아탄력성에 유의미한 영향을 미치는가.

셋째, 청소년의 자아탄력성은 주관적 안녕감에 유의미한 영향을 미치는가.

넷째, 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여는 자아탄력성을 매개하여 주관적 안녕감에 영향을 미치는가.

다섯째, 청소년의 관계적 특성, 청소년활동 참여, 자아탄력성, 주관적 안녕감의 관계는 성별에 따라 차이가 발생하는가.


Ⅳ. 연구 방법
1. 분석자료 및 대상

본 연구에서는 우리나라 청소년의 주관적 안녕감 수준을 살펴보고 이에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 한국아동·청소년패널조사9)(KCYPS) 중1 패널 자료를 활용하였다. 한국아동·청소년패널조사는 중 1패널 조사10)는 2009년 교육부 학교통계를 표집틀로 하여 층화다단계집락표집 방식으로 총 7,071명(중1대상자 2,351명)을 선정하여 2010년부터 2015년까지 매년 추적조사를 실시하여 그 변화과정을 파악하고 있다. 이상의 표집과정을 거쳐 2010년 1차 조사를 완료한 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 2차 년도(2011) 97.0%, 3차 년도(2012) 96.1%의 현황을 보여주고 있다.

2. 분석방법

본 연구에서는 청소년의 관계적 특성 및 청소년 활동과 주관적 안녕감과의 관계에서 자아탄력성의 매개효과를 분석하고자 한다. 기본적인 인구사회학적 특성을 파악하고 변수 간 관계를 분석하기 위해 SPSS 24.0 이용해 기술통계, 상관관계 분석을 실시하였다. 또한 연구가설 검증을 위해 AMOS 24.0을 활용하여 연구모형의 구체적인 경로를 확인하였으며, 다집단 분석(Multi-Group Analysis)를 추가적으로 실시하였다. 본 연구가 패널 자료를 사용함에 있어 결측치로 인해 분석결과에 오류가 발생할 가능성이 존재하므로 완전정보 최대우도법(Full Information Maximum Likelihood: FIML)을 사용한다. 완전정보 최대우도법(FIML)은 자료에 결측치가 존재하더라도 분석에 모두 포함하며, 다른 결측치 처리방법에 비해 편의가 적고 정확한 것으로 알려져 있다(홍세희, 2012).

3. 측정도구
1) 주관적 안녕감

청소년의 주관적 안녕감을 분석하기 위해 한국아동·청소년패널조사(KCYPS)의 삶의 만족도 문항을 사용하여 분석하였다. 문항은 김신영 외(2006)의 척도를 사용한 것으로, 총 3문항으로 구성되어 있으며, 각 문항의 점수를 합산하여 점수가 높을수록 주관적 안녕감이 높음을 의미하도록 하였다. 삶의 만족도 문항의 신뢰도(Cronbach's α)는 1, 3차년도 .82로 나타났다.

2) 관계적 특성, 청소년 활동

본 연구의 독립변수인 청소년의 관계적 특성은 부모양육태도, 또래관계, 교사관계로 구성하여 측정하며, 청소년활동 특성은 체험활동, 교내 동아리활동 참여로 측정한다. 각 요인의 구체적인 측정 방법은 아래와 같다. 부모의 양육태도 문항은 허묘연(1999)이 제작한 부모 양육태도 검사 문항 43문항으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 애정(4문항), 일관성(3문항), 합리적 설명(3문항)의 총 10문항을 활용하였다.

또래관계는 Armsden & 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). 본 문항은 점수가 높을수록 또래에 대한 태도와 관계가 좋음을 의미하고, 점수가 낮을수록 또래에 대한 태도와 관계가 부정적임을 의미한다. 또래 관계 문항의 신뢰도(Cronbach's α)는 1차 .816, 3차 .797로 나타났다.

교사관계는 문선모(1977), 이상필(1990)의 척도를 참고하여 민병수(1991)가 제작작한 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 1차년도 .827, 2차년도 .835, 3차년도 .841로 나타났다.

청소년 활동은 체험활동과 교내동아리활동 참여 여부로 측정하였다. 동아리 활동은 교내 동아리 활동의 연간 참여경험 유무를 물어보는 것으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 교내 동아리 활동 참여 여부(참여=1, 미참여=0)로 구분하여 분석에 활용하였다. 또한 체험활동은 건강/보건, 과학/정보, 교류, 모험/개척, 문화/예술, 봉사, 직업체험, 환경보존, 자기(인성) 개발 등 9개 영역에서 참여한 경우= 1, 참여하지 않은 경우 =0으로 측정하고 있다. 각 영역의 체험활동을 더하여 총합으로 계산하였다.

3) 자아탄력성

청소년의 자아탄력성 문항은 총 14문항으로 구성되어 있으며, Block & Kerman(1996)의 자아탄력성 척도를 수정·보완한 유성경, 심혜원(2002)의 문항을 권지은(2003)에서 재인용하였다. 본 연구에서는 자아탄력성 문항을 요인분석을 통해 2항목(대인관계 및 활력, 호기심 및 구조적 인식11)으로 묶어 분석에 투입하였다. 본 문항은 역코딩하여 점수가 높을수록 자아탄력성 수준이 좋은 것으로 분석하였다. 자아탄력성의 신뢰도(Cronbach's α)는 1차년도 .839로 나타났다.


Ⅴ. 연구 결과
1. 주요변수별 상관관계 분석

본 연구의 구조모형 분석에 앞서 연구에서 사용된 변수들 간 상관관계를 분석하였다. 이에 대한 자세한 분석 결과는 <표 1>과 같다.

<표 1> 
주요변수간의 상관분석
교사관계 또래관계 부모관계 동아리활동 체험활동 주관적 안녕감 자아탄력성
교사관계 1.00
또래관계 .179** 1.00
부모관계 .289** .323** 1.00
동아리활동 .095** .103** .048* 1.00
체험활동 .125** .038** .037** .161** 1.00
주관적 안녕감 .249** .404** .375** .037 .024 1.00
자아탄력성 .306** .383** .283** .078** .114** .406** 1.00
* : p<.05, ** : p<.01, *** p<.001

분석 결과를 자세히 살펴보면, 청소년의 관계적 특성 중 교사관계는 또래관계(r=.179, p<.01), 부모관계(r=.289, p<.01), 교내 동아리활동(r=.095, p<.01), 체험활동(r=.125, p<.01), 주관적 안녕감(r=.249, p<.01), 자아탄력성(r=.306, p<.01)으로 투입된 모든 변수와 정(+)적인 상관관계를 갖는 것으로 분석되었다. 청소년의 관계적 특성 중 또래관계는 부모관계(r=.323, p<.01), 교내 동아리활동(r=.103, p<.01), 체험활동(r=.124, p<.01), 주관적 안녕감(r=.404, p<.01), 자아탄력성(r=.383, p<.01)와 정(+)적으로 유의미한 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 다음으로 청소년 관계적 특성 중 부모관계는 교내 동아리활동(r=.048, p<.05), 주관적 안녕감(r=.375, p<.01), 자아탄력성(r=.282, p<.01)와 정(+)적인 유의미한 상관관계를 가지는 것으로 분석되었으며, 교외 동아리활동(r=.037)과는 유의미한 상관관계는 없는 것으로 분석되었다. 청소년의 활동 특성 중 교내 동아리활동은 체험활동(r=.161, p<.01), 자아탄력성(r=.078, p<.01)과 정(+)적으로 유의미한 상관관계를 보이는 것으로 분석되었으며, 주관적 안녕감(r=.037)과는 유의미한 상관관계는 없는 것으로 분석되었다. 다음으로 청소년 활동 특성 중 체험활동은 자아탄력성(r=.059, p<.01)과 정(+)적으로 유의미한 상관관계를 가지는 것으로 나타났다. 마지막으로 주관적 안녕감은 자아탄력성(r=.406, p<.01)과 정(+)적으로 유의미한 상관관계를 가지는 것으로 나타났다.

2. 확인적 요인분석을 통한 모형 검증

청소년의 주관적 안녕감의 영향요인과 이에 대한 구조적 경로를 검증하기에 앞서 모든 잠재변수 사이의 상관을 허용하여 다차원성을 검증하는 측정모형 분석을 실시하였다. 이는 연구모형의 본격적인 분석에 앞서 각 잠재변수들의 지표가 단일요인 모델에 의해 수용 가능한 적합도를 나타내는지를 검증하기 위해 실시한다(우종필, 2012). 이러한 검증을 통해 본 연구에서 사용하고 있는 자료가 이론적 개념을 얼마나 잘 반영하고 있는지 확인할 수 있다. 측정모형의 분석은 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 통해 검증하고자 한다. 또한 모형의 적합도를 판단하기 위해 χ2 검증과 적합도지수인 TLI12)(Tucker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Squared Error of Approximation), CFI(Comparative Fit Index)를 사용하였다. 연구모형의 적합도는 일반적으로 절대적합지수(absolute fit index) 계열인 χ2 통계량을 사용한다. 하지만 χ2 통계량은 샘플의 수가 커지면 χ2의 값이 자연적으로 증가하여 모델의 설명력이 나쁘게 나오는 경향이 있다. 즉, 표본의 크기에 민감하기 때문에 GFI지수와 함께 권장하지는 않는다(홍세희, 2017). 이에 상대적 적합도 지수인 NFI or TLI, CFI를 권장하며, 절대적 적합도 지수인 RMSEA 값을 사용하여 모델의 적합도13)를 판단하는 것을 권장한다(김계수, 2009; 홍세희, 2017).

분석한 결과를 살펴보면, χ2=216.023(df=29)로 p.001 수준으로 유의미한 것으로 타나다 모델이 모든 집단의 자료에 부적하다는 것을 나타냈지만, χ2값이 자료크기와 비례하여 증가하는 특성을 고려할 때, 자료의 모델의 불일치가 지나치게 높게 추정된 것으로 볼 수 있다(홍세희, 2017). 이에 상대적 접합도 지수인 TLI, CFI, RMSEA값을 중심으로 결과를 판단하도록 하겠다. 분석결과를 살펴보면, TLI= .940, CFI = .968, RMSEA = .052로 나타났다. TLI와 CFI값은 .90 이상으로 좋은 적합도를 보이는 것으로 분석되었으며, RMSEA는 .8 미만으로 괜찮은 적합도로 나타났다. 또한 음오차분산과 표준화된 추정치가 1을 넘는 요인적재량도 나타나지 않았다.

<표 2> 
측정모형 분석결과
잠재변수 경로 비표준화계수 표준화계수 표준오차 C.R
관계적 특성 관계적 특성→교사관계 1.000 .436
관계적 특성→또래관계 3.265*** .566 .208 15.709
관계적 특성→부모관계 1.654*** .548 .106 15.590
청소년활동 청소년활동→교내동아리 .851*** .344 .184 4.628
청소년활동→체험활동 1.000 .471
자아탄력성 자아탄력성→자아탄력성1 1.000 .993
자아탄력성→자아탄력성2 .464*** .541 .026 17.956
주관적 안녕감 주관적 안녕감→안녕감1 1.000 .886
주관적 안녕감→안녕감2 .775*** .630 .024 31.715
주관적 안녕감→안녕감3 .893*** .825 .021 42.413
χ2=216.023(df=29), TLI= .940 CFI = .968, RMSEA = .052
* : p<.05, ** : p<.01, *** p<.001

구체적인 측정모형의 분석결과를 살펴보면 측정변수의 표준화계수(표준적재치)가 .50 이상으로 적정수준의 설명력을 나타냈다. 이러한 측정변수의 유의성은 C.R(Critical Ratio)값을 통해서 확인할 수 있는데 일반적으로 ±1.96 이상일 경우 p<.05 수준으로 유이하다고 볼 수 있다(우종필, 2012). 하지만 교내 동아리활동의 적재치가 .307로 다소 낮게 나타났다. 하지만 C.R(Critical Ratio)값이 모두 유의하여 해당 잠재변수들을 적절하게 측정하고 있는 것으로 판단할 수 있다(김주한, 김민규, 홍세희, 2009).

3. 구조모형 검증: 관계적 특성과 청소년활동 특성, 주관적 안녕감 인과 관계

확인적 요인분석을 통한 측정모형 분석결과 본 연구모형이 자료를 잘 설명하도록 적합하게 구성됨을 확인할 수 있었다. 이에 본 연구의 핵심 분석이자 잠재변수들 간의 영향요인과 경로를 검증하기 위한 구조모형의 분석을 실시하였다.

경로의 영향관계를 고려한 구조모형의 분석결과 χ2=398.700(df=31), TLI= .889, CFI = .938, RMSEA = .071으로 분석되었다. 앞에서 제시한 적합도 기준을 적용시켜 보면, CFI는 좋은 적합도 수준을 보이는 것으로 나타났으며, RMSEA는 괜찮은 적합도로 분석되었다. 다만, TLI값이 약간 낮은 것으로 나타났으나 TLI의 적합도 지수는 연구모형이 자료를 잘 설명해도 연구모형이 매개 모형 등으로 복잡한 경우에 다소 적합도 값이 적게 나타날 수 있다(홍세희, 2012). 따라서 본 연구모형은 양호한 적합도를 나타내고 있다고 해석할 수 있다. <표 3>은 구조모형의 분석결과로, 개별 모수치와 경로를 검토하고 그 의미를 분석한 결과이다. 분석결과를 구체적으로 살펴보면, 청소년의 관계적 특성, 청소년 활동은 자아탄력성에 통계적으로 유의미하게 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 청소년이 부모, 또래, 교사와 긍정적 관계를 형성할수록 자아탄력성 수준이 높아진다고 할 수 있으며, 청소년이 체험활동 및 교내 동아리활동에 참여할수록 자아탄력성 수준이 높아짐을 의미한다. 또한 자아탄력성은 주관적 안녕감에 통계적으로 유의미하게 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 이는 청소년의 자아탄력성 수준이 높아질수록 주관적 안녕감의 수준도 높아짐을 의미한다. 자세한 분석 결과는 <그림 2>를 통해 제시하고자 한다. 이러한 분석결과를 기반으로 관계적 특성과 청소년활동 특성이 주관적 안녕감에 미치는 경로가 유의미한지 확인해보고자 한다.

<표 3> 
구조모형의 경로계수
경로 표준화 계수 표준오차 C.R
관계적 특성→자아탄력성 .89*** .381 11.489
청소년활동→자아탄력성 .16* .360 2.564
자아탄력성→주관적 안녕감 .64*** .011 20.754
* : p<.05, ** : p<.01, *** p<.001


<그림 2> 
구조모형의 경로계수

4. 매개효과 검증

본 연구는 구조모형 분석의 연장선상에서 잠재변수간의 영향관계를 직접효과(Direct effect)와 간접효과(Indirect effect), 총효과(Total effect)로 구분하는 효과분해를 통해 주관적 안녕감에 영향을 미치는 각 잠재변수들의 경로와 이에 대한 효과크기에 대해 명확히 확인하고자 한다. 여기서 말하는 직접효과란 하나의 독립변수가 종속변수에 미치는 영향을 의미하며, 간접효과는 직접적인 영향이 아닌 독립변수가 매개변수에 의해 매개되어 종속변수에 영향을 미치는 경우를 의미한다(김계수, 2009). 이에 총효과는 하나의 변수의 직접적 그리고 간접적 효과의 총합계라 할 수 있다. <표 4>을 통해 결과를 확인해 보면, 관계적 특성 .896, 자아탄력성 .642, 청소년활동 .167으로 그 효과크기를 확인할 수 있다. 이는 관계적 특성의 효과크기가 청소년활동 특성 보다 3배 정도 큰 것으로 확인할 수 있다. 이와 같이 구체적으로 검증한 구조모형에서 각 잠재변수가 갖는 효과를 세분화환 결과를 토대로 구체적인 인관관계를 살펴보면 다음과 같이 설명될 수 있다.

<표 4> 
구조모형의 경로계수의 효과분해
경로 직접효과 간접효과 총효과
관계적 특성→자아탄력성 .896 - .896
청소년활동→자아탄력성 .167 - .167
자아탄력성→주관적 안녕감 .642 - .642

첫째, 관계적 특성 → 자아탄력성 → 주관적 안녕감의 경로는 청소년이 부모, 또래, 교사와 신뢰적인 관계를 형성할수록(.896) 자아탄력성 수준이 향상되며(.642) 이를 인해 주관적 안녕감이 높아지게 된다고 할 수 있다. 따라서 관계적 특성 → 자아탄력성 → 주관적 안녕감을 통해서 설명되는 주관적 안녕감에 대한 관계적 특성의 간접효과는 약 .575(.896×.642)이라 할 수 있다.

둘째, 청소년활동 특성 → 자아탄력성 → 주관적 안녕감의 경로는 청소년이 학교 또는 지역사회 환경에서 제공하는 체험활동 및 교내동아리활동에 참여할수록(.167) 자아탄력성 수준이 향상되며(.642) 이를 통해 주관적 안녕감이 높아지게 된다고 할 수 있다. 따라서 청소년활동 특성 → 자아탄력성 → 주관적 안녕감을 통해 설명되는 주관적 안녕감에 대한 또래관의 간접효과는 약 .107(.167×.642)이다.

구조모형을 통해 청소년의 관계적 특성 및 청소년활동 참여와 주관적 안녕감 사이에서 자아탄력성이 매개 효과를 가지는지 확인하고자 한다. Aroian 검증14)을 통해 청소년의 관계적 특성 및 청소년활동 특성과 주관적 안녕감 사이에서 자아탄력성의 매개효과가 통계적으로 의미가 있는지 살펴보도록 하겠다. 분석 결과를 살펴보면, 관계적 특성→자아탄력성->주관적 안녕감의 경로(p<.001)는 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다. 이는 청소년이 신뢰적인 관계를 형성할수록 자아탄력성 수준이 높아지며 그 결과 주관적 안녕감 수준이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

<표 5> 
매개효과 검증(Aroian test)
경로 z-value
관계적 특성→자아탄력성→주관적 안녕감 10.214***
청소년 활동→자아탄력성->주관적 안녕감 2.539*
* : p<.05, ** : p<.01, *** p<.001

본 연구의 또 다른 독립변수인 청소년활동 참여에 대한 주관적 안녕감의 경로도 통계적의 유의미한 것으로 분석되었다(p<.05). 이는 청소년이 관련 청소년 활동에 참여할수록 자아탄력성 수준이 높아지며 그 결과 주관적 안녕감 수준이 높아지는 것으로 해석할 수 있다. 매개효과 검증결과를 종합해보면, 본 연구의 핵심 종속변수인 주관적 안녕감은 청소년의 관계적 특성 및 청소년활동 참여와 자아탄력성의 관계에 의해 설명되는 경로가 통계적으로도 유의미하다고 할 수 있다.

5. 성별에 따른 집단 차이 분석

본 연구는 청소년의 관계적 특성 및 청소년활동 참여와 주관적 안녕감의 관계에서 자아탄력성의 매개효과를 검증하는 것이 목적이며, 이와 더불어 청소년의 성별에 따라 구체적으로 어떠한 차이를 확인할 수 있는지 확인하였다. 집단 간 차이를 확인하기 위해 두 집단의 경로계수의 차이를 t값으로 계산한 C. R(Critical Ratio)값15)을 중심으로 결과를 확인하였다.

분석결과를 살펴보면, 청소년의 관계적 특성과, 청소년활동 참여를 중심으로 한 모형에서는 남자 청소년과 여자 청소년 모두에게서 관계적 특성→자아탄력성, 자아탄력성→주관적 안녕감의 경로가 통계적으로 유의미한 것으로 확인되었다. 이는 남자 청소년 집단(B=.811, p<.001)과 여자 청소년 집단(B=1.028, p<.001) 모두 관계적 특성(부모, 또래, 교사)이 긍정적일수록 자아탄력성 수준이 증가함을 의미한다. 또한 자아탄력성과 주관적 안녕감의 관계에서도 남자 청소년 집단(B=.615, p<.001)과 여자 청소년 집단(B=.692, p<.001) 모두 자아탄력성의 수준이 높을수록 주관적 안녕감의 수준이 높아짐을 확인할 수 있었다. 반면, 청소년활동의 자아탄력성에 대한 영향력은 여자 청소년에게서만 유의미한 것으로 확인되었다(B=.355, p<.05). 마지막으로 이러한 남자 청소년 집단과 여자 청소년 집단의 경로에 대한 차이가 유의한지 그 차이를 확인하였다.

그 결과 자아탄력성→주관적 안녕감으로 가는 경로에서 집단 간 차이의 C. R(Critical Ratio)값이 2.615로 확인되었으며, 집단 간 경로에 차이가 있음을 확인하였다. 이는 여자 청소년 집단에서 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 영향은 남자 청소년 집단에서 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 영향보다 통계적으로 유의미하고 강하다(여자 청소년 집단= .692 > 남자 청소년 집단= .615)라고 할 수 있다. 자세한 결과는 위 <표 6>과 같다.

<표 6> 
성별 집단 간 경로계수 비교
경로 남자 청소년 여자 청소년
표준화계수 C.R. 표준화계수 C.R.
관계적 특성→자아탄력성 .811*** 10.983 1.028*** 6.924
청소년활동→자아탄력성 .041 .665 .335* 2.197
자아탄력성→주관적 안녕감 .615*** 15.523 .692*** 17.545
* : p<.05, ** : p<.01, *** p<.001


<그림 3> 
성별 집단에 따른 다집단 모형의 경로계수


Ⅵ. 논의 및 결론
1. 논의 및 결론

첫째, 청소년의 자아탄력성에 영향을 미치는 요인으로 청소년의 관계적 특성과 청소년활동 참여가 통계적으로 유의미함을 확인하였다. 이는 청소년 개인의 심리적·정서적 안녕은 개인이 속한 환경에서 어떠한 경험을 하는지에 따라 달라짐을 보여주는 것이다. 즉, 사회구성원들과의 긍정적 관계에 대한 경험, 학업 이외의 흥미롭고 유익한 체험 활동 등을 통해 청소년의 정신건강 수준을 향상시킬 수 있음을 시사한다. 이는 부모와의 관계가 좋을수록, 또래와 교사와의 관계가 좋을수록 자아탄력성이 향상되는 것이다. 이는 선행연구들에서 보고하고 있는 부모, 또래 및 교사 관계(유민상, 2016; Helen et al., 2002;)가 청소년의 심리적, 정서적 요인에 영향을 미친다는 선행연구의 결과를 지지하는 것이라 하겠으며, 본 연구에서 그 중요성을 다시 한 번 확인한 것이라 할 수 있다.

또한 청소년활동은 청소년복지 차원에서 관심을 가져야할 중요한 자원 중 하나이다. 학업과 입시로 인한 불안, 긴장감 등을 해소할 수 있는 기회를 제공하며, 일상을 벗어나고 새로운 경험을 하면서 자유로움을 경험하고 긍정적 행동 변화를 이끌 수 있기 때문에 청소년에게 있어 중요한 사회적 자원 중 하나임이 분명하다. 특히, 현실적으로 청소년의 교육적 구조 등을 변화시키기에는 어려움이 따르므로 청소년의 정신건강과 삶의 질 향상을 위해 대안적으로 모색할 수 있는 가장 효과적인 자원 중 하나가 청소년활동이라 할 수 있을 것이다.

둘째, 청소년의 자아탄력성이 주관적 안녕감 수준을 높이는 것으로 분석되었다. 자아탄력성과 같은 내적 자원은 최근에 다양한 선행연구들을 통해 청소년의 외적 자원 못지않게 중요한 자원으로 설명되고 있으며, 본 연구의 결과는 이러한 선행연구들(박주현, 2017; Helen et al., 2002; Qutiba, 2014)과 일치하는 결과라 할 수 있다. 이는 청소년활동이 주관적 안녕감 향상에 영향을 주기 위해서는 자아탄력성을 증진하는 방향으로 구성되어야 함을 시사한다. 실제로 자아탄력성은 PTG(Post Traumatic Growth)의 문헌을 통해 개인적인 강점 및 확신의 증가, 관계에서의 변화, 살의 중요성 인식의 증가 등에 영향을 미친다고 설명하고 있다(Ryff·Singer, 2003). 이에 청소년이 긍정적이고 효과적으로 상황에 대처할 수 있도록 자아탄력성을 높이기 위한 사회복지적 개입과 노력이 필요할 것이다.

셋째, 성별에 따라 어떤 경로에서 차이가 발생하는지 분석한 결과, 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 영향력이 여자 청소년 집단이 크고 통계적으로 유의미한 것으로 분석되었다. 이는 본 연구의 성별 차이 분석에서 눈에 띄는 점이라 할 수 있으며, 추후 연구에서 성(性)차이에 따른 특성을 반영한 변수 구성이 추가적으로 이루어져야 함을 시사한다.

넷째, 성별 집단에 따라 자아탄력성에 영향을 미치는 요인이 상이한 것으로 분석되었다. 특히 청소년활동 특성은 여자 청소년집단에서만 자아탄력성에 유의미한 영향을 미침을 확인할 수 있었다. 이는 청소년활동의 핵심역량에서 여자 청소년 집단이 남자에 비해 유의미하게 높은 수준을 보인다는 연구결과(김한솔, 장여옥, 2019)와 남자 청소년 집단이 여자에 비해 가족관계 등이 심리·정서적 요인에 미치는 직접효과가 더 크다는 연구결과(허영주, 2019)를 통해 청소년활동의 그 효과에 성별 차이가 있음을 짐작해 볼 수 있을 것이다. 이에 본 연구의 성별 차이에 대한 청소년활동의 영향요인 차이는 이러한 연구결과를 지지하는 것이라 할 수 있다. 하지만 이는 관련 연구를 통한 추론일 뿐 추후 성별에 따른 청소년활동 참여 빈도, 횟수, 종류 등에 대한 추가적인 분석을 통해 좀 더 정확한 검증이 이루어져야 할 것이다.

2. 제언 및 한계점

본 연구의 실증적 연구결과를 토대로 청소년의 주관적 안녕감 향상을 위한 실천적, 정책적 제언을 제시하고자 한다. 첫째, 청소년의 자아탄력성 형성을 위해 청소년의 관계적 특성을 우선적으로 고려해야 할 것이다. 이에 청소년 개인의 심리적 특성을 강화시켜주는 다양한 프로그램이 진행되어야 하며, 이러한 프로그램이 시너지 효과를 이루기 위해서는 청소년을 둘러싼 관계적 특성을 보다 긍정적으로 조정할 필요가 있다. 특히, 청소년 개인이 스스로 자신의 주변 환경을 긍정적으로 만들어 나갈 수 있는 자신만의 전략이 제공되어야 할 것이다. 예를 들면, 현재 지역사회에서 운영되고 있는 가족건강지원센터와 청소년 Wee센터 등을 통해 부모-자녀 관계 개선을 위한 상담 프로그램, 또래 친구와의 관계 형성에 어려움을 겪는 청소년 상담 및 교육, 또래와의 갈등 해결 상담 등이 있다고 하겠다.

둘째, 본 연구결과를 통해 청소년기에는 부모, 또래와 교사와의 관계가 자아탄력성을 통해서 긍정적인 심리적 건강을 형성하게 됨을 확인하였다. 이에 학교환경에서 청소년이 긍정적인 자아탄력성을 형성하고 자신의 삶을 긍정적으로 지각할 수 있도록 다양한 실천적 지원 방안이 이루어져야 할 것이다. 현재 청소년지원센터에서의 프로그램 중 최근에 그 효과성이 보고되고 있는 ‘또래 상담반’ 프로그램 등의 활용은 하나의 좋은 예가 될 수 있다. 청소년이 상담자로 역할을 하며 다른 친구들에게 조언을 제공해주는 이러한 프로그램은 청소년의 긍정적인 또래관계 형성은 물론 인성, 학교 폭력 예방의 효과에도 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다(최혜숙, 이현림, 2003). 이와 같은 다양한 프로그램이 계획되고 진행될 수 있도록 실천현장의 지원과 관심일 필요할 것이다.

셋째, 부모관계에 대한 중요성은 다양한 선행연구들과 동일하게 본 연구에서도 그 중요성이 검증되었다. 청소년의 자아탄력성 형성에 부모와의 관계가 중요한 요인인 만큼 이에 대한 실천적 관심과 노력도 반드시 필요할 것이다. 이에 실천 현장에서 현재 부모관계의 정도, 어떤 영역에서 부모관계 문제가 발생하는지 등을 파악하여 상담 및 프로그램이 진행될 수 있도록 개입해야 할 것이다. 또한 영국의 ‘다리 만들기 프로젝트(Building Bridges)'와 같이 연령 교환 프로그램 및 이를 적용한 부모-자녀 간 프로그램을 통해 지역사회의 청소년과 부모와의 긍정적 관계 형성을 도모할 수 있는 노력들이 이루어져야 할 것이다.

넷째, 청소년의 자아탄력성 등의 개인 내적 자원에 대한 실천적 지원이 필요하다. 이에 청소년 복지 및 상담 기관과 학교 현장의 연계를 통해 다각적이고 지속적인 교육적·복지적·심리적 프로그램이 제공되어야 할 것이다. 실제로 정경희(2014)는 한국청소년상담복지개발원의 연구를 재구성한 자아탄력성 증진 프로그램을 통해 그 효과성을 입증하고 있다. 총 10회기로 구성된 프로그램을 통해 실험집단의 자아탄력성의 수준이 통제집단 보다 통계적으로 유의미하게 증가하는 것으로 확인하였으며, 자아탄력성 증진 프로그램을 통해 주관적 안녕감이 향상됨을 보고하고 있다.

다섯째, 청소년의 발달 및 성별에 따른 자아탄력성 및 주관적 안녕감 지원 방안이 보다 구체적으로 마련되어야 할 것이다. 정부와 자치단체의 수준에서 효과적인 청소년 활동을 위한 특성 요인 등을 분석하고 이를 효과적으로 적용 할 수 있도록 지원을 확대해야 할 것이다. 이에 청소년 요구조사 개발, 프로그램의 성공요인, 청소년 주요 특성 등을 체계적으로 분석하고, 분석된 특성요인에 대한 설명자료 및 운영매뉴얼을 개발하여 청소년지도자 연수과정을 통해서 현장에 보급할 수 있도록 해야 한다.

마지막으로 본 연구의 한계점으로는 첫째, 2차 자료 내에 존재하는 요인에 국한하여 분석함으로서 선행연구의 주장을 충분히 반영하지 못했다는 한계를 가진다. 둘째, 주관적 안녕감 측정에 있어 보다 다양한 측면을 반영하는 신뢰도·타당도가 확보된 측정도구를 활용하여 연구가 이루어져야 할 것이다. 셋째, 주관적 안녕감은 물론 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 이를 반영하여 분석해야 할 것이다. 넷째, 청소년의 주관적 안녕감에 대한 영향요인과 경로를 분석함에 있어 제한된 변수를 통해 분석하고 있다. 이에 단편적인 인과관계를 보고 있다는 점은 한계라 할 수 있다. 이에 개인의 유전적·성격적 특질, 사회·환경적 사건(남승규, 2017; 안신호 외, 2013) 등의 다양한 요인을 고려한 추후 연구가 필요할 것이다.


Notes
3) '청소년가치관조사'는 우리나라 청소년의 가치관을 파악하고 그에 기반을 둔 수요자 중심의 정책을 수립하기 위해 2007년부터 시작된 조사이다. 조사대상은 초등학생 5학년부터 고등학교 3학년에 재학 중인 학생이며 익명성 자기기입식 조사 방법을 사용한다. 2008년에는 한국, 중국, 일본의 국제비교 조사로 추진되었다(여성가족부, 2012).
4) Ryan과 Deci(2001)의 자신의 연구에서 쾌락(hedonic)의 관점으로 개인의 삶의 질은 행복에 대한 주관적 평가를 나타내고, 가치가 있는 삶 또는 진정한 자아와 일치하는 삶인 자아실현 행복(eudaimonic)으로 심리적 안녕감(psychological well-being)과 맥락을 함께 한다고 설명한다(송정화, 2011; 재인용).
5) 한편, 현대 긍정심리학의 대표적인 학자인 셀리그만(Seligman, 2002: 권석만, 2015; 재인용)은 행복의 용어와 주관적 안녕감을 같은 개념으로 사용해도 무방하다고 설명하기도 한다.
6) 자아탄력성(ego-resilience)의 대표적 학자로는 Block(1980), Klohnen(1996) 등이 있으며, 탄력성(resilience) 연구의 대표적 학자는 Masten(2001), Rutter(1979) 등을 들 수 있다.
8) 보호요인으로는 개인적 요인, 가족요인, 사회적 요인을 설정하고 있다. 개인적 요인으로는 긍정적 대처, 영적 측면이 있으며, 가족요인으로는 가정의 분위기, 가족의 지지 등이 있다. 사회적 요인으로는 사회적지지, 의료·보건 자원이 있으며, 결과요인으로 탄력성과 삶의 질을 변수로 그 영향과 경로를 제시하고 있다.
9) 자료: 한국청소년정책연구원(2017). 한국아동·청소년패널조사(KCYPS) 조사 데이터 유저 가이드
10) 중1 패널은 2009년 4월 기준 전국의 중학교 1학년 재학생을 대상으로 하고 있으며, 16개 시·도를 시지역과 군 지역으로 구분한 후 지역적 접근성을 고려해 총 27개를 집락으로 나눈 후 각 시·도별 최소 표본 학교 수를 우선 할당한 후에 학생 수를 기준으로 비례 배분법으로 각 시·도별 할당 27개 집락별로 표본학교를 추출하여 조사한다.
11) 자아탄력성의 하위요인은 Block & Kerman(1996)의 연구는 단일항목으로 제시되고 있으며 하위요인을 구분하지 않고 있다. 이에 연구자들 마다 단일차원으로 볼 것인지 다차원으로 볼 것인지에 대한 논의들은 지속적으로 제기되고 있다(이연실, 2013). 참고로 박은희(1996)는 자아탄력성의 구성요소를 5요인(사람의 관심을 얻는 능력, 활력, 감정 통제 능력, 호기심, 낙관성)으로 분류하고 있으며, 이지연(2000)은 관계 및 자신감, 잘못을 인정하는 능력, 자기수용 및 낙천성, 가족관계요인 등 4요소로 구성하여 자아탄력성을 구분하고 있다.
12) TLI값은 이론적으로 기저 모형에 비해 모형이 얼마나 좋은지를 분모와 기전모형에 비해 이론모형이 얼마나 좋은지를 나타내는 분자의 비율에 따라 값을 산출하는 지수로, 연구모형이 자료를 잘 설명해도 모형이 복잡한 경우 그 값은 낮을 수 있다(홍세희, 2012).
13) NFI or TLI, CFI는 0.9이상이면 모델의 적합도가 좋은 것으로 판단하며, RMSEA는 0.5 미만이면 좋은 적합도, 0.8 미만이면 괜찮은 적합도, 0.1 미만이면 보통 적합도, 0.1 초과이면 나쁜 적합도로 구분한다(홍세희, 2012).
14) 본 연구에서 매개효과를 확인하기 위해 사용한 Aroian 검증에 대한 공식은 다음과 같다.

Zab=abSEb2SE2b+b2SEa2+a2SE2b

a(비표준화계수): 독립변수 → 매개변수 SEz: a의 표준오차 b(비표준화계수): 매개변수 → 매개변수 SEb : b의 표준오차

15) 두 집단의 경로계수에 대한 비교 분석은 각 집단의 표본수가 최소 120∼150명이 되어야만 통계적인 의미를 확인할 수 있으며, C. R(Critical Ratio)값이 ±1.96 보다 클 경우 경로에 차이가 있다고 해석할 수 있다(우종필, 2012; 와이즈리서치, 2015).

Acknowledgments

본 논문은 김태형의 박사학위논문을 수정 보완한 것임


References
1. 강명희, 이수연 (2013). 청소년의 학업스트레스와 심리적 안녕감의 관계에서 희망 및 자아탄력성의 매개효과. 청소년학연구, 20(6), 265-293.
2. 강영하 (2012). 초등학생의 자아탄력성과 학교행복 간의 관계. 학습전략중재연구, 3(1), 107-123.
3. 강유진 (2008). 초등학생의 생활만족도에 영향을 미치는 개인, 가족, 학교요인의 스트레스 중재효과. 한국청소년연구, 19(3), 57-84.
4. 구본호, 김재철 (2018). 청소년의 학업성취도, 진로정체감, 교우관계, 교사관계에 대한 잠재프로파일 분류 및 영향 요인 탐색. 청소년학연구, 25(11), 125-149.
5. 구찬상 (2009). 청소년의 스포츠동아리 활동 참여 여부에 따른 참여의식과 학교생활 만족도. 부산외국어대학교 대학원 석사학위논문.
6. 권석만 (2015). 긍정심리학. 학지사.
7. 권일남, 오해섭, 이교봉 (2012). 청소년 활동론. 공동체.
8. 권지은 (2003). 부모 및 또래 애착, 문제해결방식과 자아탄력성의 관계. 이화여자대학교 석사학위논문.
9. 김경미, 염유식, 박연민 (2013). 한국 청소년의 학교폭력 경험과 심리적 안녕-주간적 행복감과 자살충동을 중심으로. 한국콘텐츠학회논문지, 13(9), 236-247.
10. 김경민(2010). 부모의 양육태도와 청소년의 주관적 안녕감의 관계-자아탄력성의 매개 효과를 중심으로. 청소년문화포럼, 25, 39-74.
11. 김계수 (2009). 잠재성장 모델링과 구조방정식 모델 분석. 한나래아카데미.
12. 김영미 (2011). 이웃환경과 청소년의 심리적 부적응의 관계: 가족과정의 매개효과와 성별간 다집단 분석. 청소년학연구, 18(11), 209-237.
13. 김윤나, 박옥식 (2009). 청소년활동의 효과에 관한 비교분석-자아존중감, 직업성숙도, 학업성취, 생활만족도, 스트레스, 비행과의 관계를 중심으로. 청소년복지연구, 11(1), 79-99.
14. 김인형 (2015). 학교스포츠클럽 참여 청소년의 공감능력 및 회복탄력성이 폭력태도 및 문제행동에 미치는 영향. 청소년학연구, 22(4), 23-48.
15. 김정민, 송수지 (2017). 청소년활동 만족도가 주관적 행복감에 미치는 영향: 자아존중감의 매개효과를 중심으로. 학습자중심교과교육연구, 17, 359-373.
16. 김정주 2000). 청소년육성을 위한 지역사회의 역할강화와 참여확대. 한국청소년학회 학술대회, 2000, 83-100.
17. 김종오 (2017). 중학생의 방과 후 축구활동 참여여부가 정서 및 신체적 자기효능감에 미치는 영향. 서강대학교 대학원 석사학위논문.
18. 김주한, 김민규, 홍세희 (2009), 구조방정식모형으로 논문쓰기, 커뮤니케이션북스.
19. 김태형 (2015). 가구풍요도가 청소년의 행복감에 미치는 영향: 주관적 건강의 매개 효과 분석. 한국산학기술학회. 16(3). 1692-1698.
20. 김혜원, 홍미애 (2007). 우리나라 청소년들의 삶의 질 정도와 설명요인 분석. 청소년학연구, 14(2), 269-297.
21. 김한솔, 장여옥 (2019). 자율동아리활동 참여특성에 따른 청소년활동 핵심역량 차이분석. 한국청소년활동연구, 5(3), 1-22.
22. 김홍순 (2010). 청소년행복에 관한 감사조절모형의 연구. 경기대학교 대학원 박사학위논문.
23. 김홍순, 송민경, 김청송 (2012). 청소년의 행복과 심리적 특성과의 관계에서 감사성향과 사회적 지지의 중재모형. 한국심리학회지: 건강. 17(1). 252-270.
24. 김희영, 양미경, 곽수란 (2015). 청소년의 사회적 관계가 자아개념 및 학교적응에 미치는 영향. 청소년학연구, 22(11), 407-440.
25. 남승규 (2017). 행복심리학. 양서원.
26. 류민영, 정현숙 (2015). 아동과 청소년의 행복감 모형에 대한 다집단 분석. 한국가족관계학회지, 19(4), 21-43.
27. 명수정 (2011). 중학생의 행복에 대한 사회적 지지와 학업성취 및 낙관성의 효과. 강원대학교 대학원 박사학위논문.
28. 박미애, 김세경, 천성문 (2013). 청소년의 심리적 안녕감 요인에 관한 메타분석. 재활심리연구, 20(3), 627-652.
29. 박은희 (1996). 자아탄력성, 지능 및 학업성취도와 관계연구. 충남대학교 대학원 석사학위논문.
30. 백봉렬 (2012). 청소년의 자아존중감, 사회성, 학교적응유연성이 사회적 자본에 미치는 영향에 대한 연구. 한영신학대학교 대학원 박사학위 논문.
31. 백지숙, 김혜원, 김영순, 방은령, 임형택, 주영아(2009). 청소년상담. 신정.
32. 서정아 (2013). 사회자본과 사회지출이 청소년 주관적 복지감에 미치는 영향: OECD 16개국을 중심으로. 서울대학교 대학원 박사학위논문.
33. 성은모, 김균희 (2013). 청소년의 행복에 영향을 미치는 개인특성과 환경특성 간의 관계 분석. 한국청소년연구, 24(4), 177-202.
34. 송운용 (2016). 청소년활동 경험이 대인관계에 미치는 영향: 자아탄력성과 공동체의식의 다중매개 효과검증. 복지상담교육연구, 5, 191-217.
35. 송정화 (2011). 다층모형을 적용한 학생 행복의 설명요인 탐색. 전북대학교 교육대학원 박사학위논문.
36. 안병일 (2008). 청소년단체 참여활동이 사회적 자본형성에 미치는 영향. 명지대학교대학원 박사학위 논문.
37. 안신호, 이진환, 신현정, 홍창희, 정영숙, 이재식, 서수균, 김비아 (2013). 긍정심리학. 시그마프레스
38. 안현지 (1999). 부모의 양육태도와 아동의 자아탄력성 및 학교생활 적응과의 관계 연구. 서울대학교 대학원 석사학위논문.
39. 엄인숙 (2012). 청소년의 부모-자녀 간 의사소통과 자아탄력성과의 관계연구. 복지행정논총, 22(2), 51-70.
40. 여성가족부 (2012). 2012년 청소년 가치관 국제비교조사.
41. 와이즈리서치 (2015). 구조방정식모델분석: AMOS를 활용한
42. 우종필 (2012). 우종필 교수의 구조방정식모델 개념과 이해. 한나래아카데미.
43. 유민상 (2016). 아동의 주관적 행복감에 영향을 미치는 요인: 생태체계 이론의 적용을 중심으로. 서울대학교 대학원 박사학위 논문.
44. 이나경 (2018). 사회적 자본과 자아존중감이 청년미취업자의 삶의 질에 미치는 영향. 서울대학교 대학원 정책학 석사학위 논문.
45. 이연실 (2013). 탄력성 개념에 대한 이론적 고찰. 한국놀이치료학회지, 16(4), 259-284.
46. 이지연 (2000). 한국 아동인성검사(KPI-C)자아탄력성의 척도(ERS) 타당도 연구. 충북대학교 대학원 석사학위논문.
47. 이지연, 이향심 (2007). 이타주의와 청소년의 주관적 행복감, 또래 수용도. 홀리스틱융합교육학회, 11(2), 15-29.
48. 이하리, 이영선 (2015). 청소년의 교사·또래 애착과 회복탄력성의 관계에서 자아존중감의 매개효과. 청소년상담연구지, 23(2), 467-486.
49. 임성택, 김혜진 (2001). 청소년의 규범적 문제행동과 관련요인에 관한 연구. 한국청소년개발원 연구보고서, 1, 1-208.
50. 장암미, 안도희 (2013). 청소년의 지적 능력에 대한 신념. 교육심리연구, 27(4), 891-909.
51. 전경하 (2011). 사회적 자본이 아동의 학교생활적응에 미치는 영향: 자아탄력성 매개효과를 중심으로. 원광대학교 대학원 박사학위논문.
52. 정경희 (2014). 청소년의 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 영향. 교육연구, 29, 1-26.
53. 정미현 (2003). 부모의 양육태도와 아동의 자아탄력성 및 친구 간 갈등 해결전략과의 관계. 숙명여자대학교 대학원 석사학위논문.
54. 정순희 (2017). 청소년의 봉사활동 참여가 학교사회 자본에 미치는 영향. 숭실대학교 대학원 석사학위논문.
55. 지선례 (2018). 저소득가정 아동의 부모의 애정적 양육태도, 친구지지, 교사지지와 아동의 행복감간의 관계에서 자아탄력성의 매개효과. 한국지역사회생활학회지, 29(2), 207-219.
56. 진은설 (2012). 청소년활동의 참여 동기와 만족도가 행복감에 미치는 영향. 중앙대학교 대학원 박사학위논문.
57. 최경옥 (2017). 지역사회 청소년활동 참여와 학교생활적응의 관계에서 자기효능감의 매개효과. 청소년복지연구, 19(3), 231-261.
58. 최경윤, 최은영 (2010). 부모의 사회경제적 지위와 양육태도 및 교사의 지지적관심이 초등학생의 학교적응에 미치는 영향. 생활과학연구논총, 14, 1-17.
59. 최정미, 김미란 (2003). 청소년의 친구관계 특성과 만족도 및 자아존중감에 관한 연구. 청소년학연구, 10(3), 373-394.
60. 최형임, 이재성, 문영경 (2012). 청소년의 동아리활동 만족도가 학교생활적응에 미치는 영향: 자아탄력성의 매개효과. 미래청소년학회지, 9, 23-45.
61. 한국청소년정책연구원 (2017). 한국아동·청소년패널조사(KCYPS) 조사 데이터 유저 가이드
62. 함승우 (2016). 청소년 수련활동 참가만족과 자아존중감이 적응유연성 및 행복감에 미치는 영향. 관광연구저널, 30(12), 95-108.
63. 허영선 (2009). 청소년이 지각한 행복감에 관한 연구. 전남대학교 대학원 석사학위논문.
64. 허영주 (2019). 가족관계 친밀성이 청소년의 공동체의식 발달궤적에 미치는 영향: 봉사활동 만족도의 매개효과와 성별차이를 중심으로. 교육문화연구, 25(3), 429-452.
65. 허윤영 (2012). 부모상실감을 경험한 청소년의 회복탄력성과 대인관계만족도의 관계-한부모 가정을 중심으로. 고려대학교 대학원 석사학위논문.
66. 허철수, 강옥련 (2010). 동아리활동 참여 청소년과 미참여 청소년의 자기효능감 비교. 청소년복지연구, 12(3), 25-46.
67. 홍경임 (2008). Seligman 의 행복결정요인의 기여도에 대한 믿음과 주관적 행복감의 관계. 계명대학교 석사학위논문.
68. 홍세희 (2012). 구조방정식 모형의 초급, 홍세희 교수의 고급연구방법론 워크숍 시리즈 45 자료집.
69. 홍세희 (2017). 양적 변화분석을 위한 잠재성장모형. 홍세희 교수의 고급연구방법론 워크숍 시리즈 17 자료집.
70. Andres Rodriguez-Pose., & Viola von Berlepsch. (2014). Social Capital and Individual Happiness in Europe. Journal of Happiness Studies, 15, 357–86.
71. Block, J. A., & Block, J. (1980). The Role of Ego-control and Ego-resilience in the organization of behavior', in WA Collins (ed.), Development of Cognition, Affect and Social relations, Erlbaum, Hillsdale.
72. Chow, R. M., & Lowery, B. S. (2010). Thanks, but no thanks: The role of personal responsibility in the experience of gratitude. Journal of Experimental Social Psychology, 46, 487-493.
73. Compton, W. C. (2005). 긍정심리학 입문 (서은국, 성민선 & 김진주, Trans.): 박학사.
74. Danilo Garcia & Saleh Moradi. (2012). Adolesecents' Temperament and Character: A Longitudinal Study on Happiness. Journal of Happiness Study, 13, 931-946.
75. Diener, E., & Biswas-Diener, R. (2002). Will money increase subjective well-being? A literature review and guides to needed research. Social Indications Research, 57, 119-169.
76. Fishbein, L. (1976). Floyd Dell: The Impact of Freud and Marx on A Radical Mind. Psychoanalytic review, 63(2), 267-280.
77. Haase, J. E. (2004). The adolescent resilience model as a guide to interventions. Journal of Pediatric oncology nursing, 21(5), 289-299.
78. Helen Cheng., & Adrian Furnham. (2002). Personality, peer relations, and self-confidence as predictors of happiness and loneliness. Journal of Adolescence. 25. 327-339.
79. Janine Nahapiet., & Sumantra Ghoshal. (2013). Social Capital intellectual Capital, and The organizational advantage. Academy of Management Review, 23(2), 242-266.
80. Lefcourt, H. M. (1981). Locus of control and stressful life events. Stressful life events and their contexts, 157-166.
81. Lyubomirsky, S., King, L., & Diener, E. (2005). The benefits of frequent positive affect: Does happiness lead to success? Psychological Bulletin, 131(6), 803-855.
82. Masten, A. S. (2001). Ordinary magic: Resilience processes in development. American psychologist, 56(3), 227.
83. Masten, A. S., & Reed, M. G. J. (2002). Resilience in development. Handbook of positive psychology, 74-88.
84. Qutabia Agbaria. (2014). Religiosity, Social Support, Self-Control and Happiness as Moderating Factors of Physical Violence among Arab Adolescents in Israel. Craeative Education, 5(2), 75-85.
85. Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2001). On happiness and human potentials: A review of research on hedonic and eudaimonic well-being. Annual review of psychology, 52(1), 141-166.
86. Ryff, C. D., & Singer, B.. (2003). Flourishing under fire: Resilience as a prototype of shallenged thriving. In C. L. M. Keyes & J. Haidt(Eds.), Flourishing: Positive psychology and the life well-lived.
87. Vedder, P., Boekaerts, M., & Seegers, G. (2005). Perceived social support and well being in school; The role of students’ ethnicity. Journal of youth and adolescence, 34(3), 269-278.