청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 영향에 대한 자아존중감의 매개효과

Ⅰ. 서 론

한국의 청소년은 스스로 얼마나 행복하다고 느낄까?

여러 보고서를 보면 우려스러운 수준이다. 한국방정환재단(2021)의 「2021년도 한국어린이·청소년행복지수∣국제비교연구조사결과보고서」를 보면, 한국 어린이·청소년의 ‘주관적 행복지수’는 OECD 22개 국가 중 최하위인 22위로 나타났다. 이듬해 통계청 통계개발원(2022)이 발표한 「아동·청소년 삶의 질 2022」 보고서에서는 아동청소년의 사망원인 1위가 자살로 나타났으며, 초록우산어린이재단(2023)의 ‘2023 아동행복지수 보고서’에서 역시 행복지수가 낮은(하 집단) 아동이 전체 조사 대상자의 87%로 압도적으로 높았다. 이러한 결과는 한국 청소년이 스스로 행복하지 않다고 인식하는 정도가 높음을 시사한다. 또한 청소년의 행복감 증진에 관한 다양한 분야의 관심과 노력이 필요함을 역설하는 것으로 이해된다.

주관적 행복감은 스스로가 행복하다고 인식하는 정도라 할 수 있으며, 주관적 안녕감으로도 해석된다(Diener, 1984). 행복감이란 정서 상태나 만족의 측면에서 개인이 경험하는 좋은 감정으로 여겨지며, 여기에는 행복감이 높은 사람들이 일반적으로 경험하는 세 가지 핵심적인 특성, 즉 삶의 만족감, 높은 긍정정서와 낮은 부정정서가 주요 요소로 포함된다(Seligman, 2002). 이들 요소는 학술연구뿐만 아니라 국제기구에서 측정하는 행복의 프레임으로도 사용되고 있다(Diener, 2000). 한국 청소년의 낮은 행복지수는 그들이 긍정정서를 덜 경험하고 부정정서는 더 경험하면서 삶의 만족도가 떨어져 주관적 행복감이 낮다는 것을 의미한다고 볼 수 있다.

주관적 행복감은 개인에게 심리적으로나 적응상의 이득을 주는 것으로 알려져 있다. 주관적 행복감이 높은 사람은 진행되는 일에 대해서 스스로 긍정적으로 평가하며, 삶의 전반에서 긍정적인 정서를 더 많이 경험한다(Myers & Diener, 1995). 반면에 주관적 행복감이 낮은 사람은 그들의 삶의 상황과 사건들을 합리적으로 평가하지 못하거나 바람직하지 않다고 여겨 불안, 우울, 분노와 같은 불쾌한 감정을 느끼기도 한다(Lyubomirsky, King, & Diener, 2005; Myers & Diener, 1995). 또한 높은 수준의 긍정정서는 삶의 에너지와 집중도를 높여주고 개인의 건강과 안녕감을 증진케 함으로써 삶의 만족감에 영향을 주나, 부정정서는 개인의 행동을 축소시키고 공격이나 도피와 같은 행동을 발생시켜 삶의 목표와 수행에 부정적 영향을 미칠 수 있다(Elliot & Thrash, 2002; Watson, Clark, & Tellegen, 1988). 이러한 관점은 청소년의 경우도 마찬가지라 할 수 있다. 주관적 행복감이 높은 청소년이 그렇지 않은 청소년보다 내재적 가치를 더 중시하며 타인을 향한 높은 신뢰감 및 사회를 긍정적으로 바라보는 시각을 가지며(신지은, 최혜원, 서은국, 구제선, 2013), 심리적 및 정서적 측면 주관적 건강 상태, 교육 성취에도 긍정적 영향을 미치는 것으로 드러났다(이상록, 김은경, 윤희선, 2015). 나아가 청소년의 주관적 행복감을 높이는 것은 그들의 물질이나 인터넷 등의 중독문제 예방에도 기여하는 것으로 밝혀졌다(박상규, 2018). 이렇듯 청소년의 높은 주관적 행복감이 가져다주는 긍정적 영향이 큰 만큼 청소년의 행복감 증진을 도모 할 방안 마련이 중요하다 하겠다.

이러한 맥락에서 청소년활동은 청소년의 행복감을 증진시키는 중요한 활동으로 주목받고 있다. 청소년활동이란 「청소년 기본법」제3조 3호에서 “청소년의 균형 있는 성장을 위하여 필요한 활동과 이러한 활동을 소재로 하는 수련활동ㆍ교류활동ㆍ문화활동 등 다양한 형태의 활동”으로 정의하고 있다. 이와 같은 청소년활동은 진취성, 정체성 탐구 및 성찰, 정서적 학습, 팀워크 기술 개발, 지역 사회 구성원과의 유대 형성 등과 연관이 있다(Hansen, Larson & Dworkin, 2003). 청소년은 청소년활동을 통해 다양한 유형의 집단과 관계를 형성함으로써 사회화를 이루어나가게 되고 바람직한 대인관계 기술을 습득하며, 타인의 지지를 얻는 효과를 얻게 된다(권일남, 오해섭, 이교봉, 2010).

최근 청소년활동에 참여한 청소년의 높은 만족도가 그들의 행복감에 영향을 미친다는 결과가 보고되고 있다. 예를 들어, 스포츠나 운동과 같은 여가활동에 참여하는 청소년은 숙제나 비디오 게임으로 시간을 보내는 청소년보다 더 높은 행복감을 보고하였으며, 비행에도 덜 연루되는 것으로 나타났다(Gomez-Baya, Gaspar, Corrêa, Nicoletti, & Garcia-Moro, 2023; Lim & Lee, 2019). 청소년활동과 주관적 행복감의 인과관계 연구에서도 청소년의 체험활동이나 수련활동, 문화 활동 등에 참여하면서 경험하는 높은 만족감은 주관적 행복감을 예측하였다(류시영, 강방훈, 2012; 박동진, 김송미, 2021; 진은설, 2013; 함승우, 2016). 이러한 결과는 다양한 청소년활동이 청소년의 행복감 증진에 긍정적 역할을 하고 있음을 보여준다.

다양한 종류와 유형의 청소년활동에 참여함으로써 얻는 만족감이 왜 그들의 주관적 행복감에 영향을 미치는지 그 기제를 이해하는 것은 향후 청소년활동의 영향을 강화하는 데 기여하는 바 있을 것이다. 본 연구에서는 청소년활동 만족감과 주관적 행복감의 관계에서 갖는 자아존중감의 역할에 관심을 두었다. 즉 청소년활동 만족감이 자아존중감을 매개하여 주관적 행복감에 영향을 미친다고 가정해 볼 수 있겠다.

자아존중감이란 개인이 자신을 어떻게 평가하는지를 나타내는 심리적 자원이며, 자신을 가치 있는 존재로 믿는 정도를 나타내는 것으로(Rosenberg, 1979), 개인의 정서적 안정과 사회적 적응을 돕는 중요한 변수로 인식된다. 또한 자아존중감은 자기 자신의 가치 및 중요성에 대해 개인이 느끼는 정서적 평가의 개념이며, 이는 자신의 정체성에 대한 인지적 개념을 의미하는 자아개념과는 구분된다(Maddox et al., 2001). 특히 청소년기는 자신의 능력과 가치에 대한 인식과 평가가 활발하게 발달하는 시기, 즉 자아존중감 형성에 있어서 중요한 시기라 할 수 있다(Erikson, 1963). 이 시기에는 자신을 돌아보고 자신에 대한 지각과 인식을 발달시키는데 이 과정에서 타인의 평가와 반응이 큰 영향을 미친다. 일례로 많은 청소년이 SNS를 사용하면서 다른 사람이 자신에 대해 어떻게 평가하고 반응하는지 알고자 하며, 자신을 타인과 비교하거나 다른 사람의 반응이 기대와 다를 경우 부적응적인 자의식이 활성화되기도 하고 부정정서를 경험하기도 한다(박영순, 2020). 따라서 청소년기 긍정적이고 적절한 자아존중감의 발달은 무엇보다 중요하다 할 수 있겠다.

한편, 청소년은 또래 집단과 함께 어울리고 긍정적인 상호작용과 피드백이 오가는 청소년활동에 참여함으로써 자아존중감의 향상을 도모할 수 있다는 연구들이 있다(김지혜, 2012; 류시영, 강방훈, 2012; 이시연, 2019; 차한솔, 김주일, 2015). 이 연구자들은 청소년활동 참여에서 오는 만족감이 높을수록 자아존중감도 향상됨을 보여주고 있다. 특히 이시연(2019)은 청소년 시기에 다양한 집단 활동에 참여한 청소년이 이후 성인이 되어 더 높은 행복감을 보고하였는데, 이는 청소년 시기 다양한 활동 경험을 통해 자아존중감이 높아졌기 때문이라고 하였다. 또한 청소년이 봉사활동에 참여함으로써 학교생활 적응력도 좋아졌는데 이 역시 그들의 자아존중감 향상을 통해 가능했음이 드러났다(차한솔, 김주일, 2015). 이렇듯 청소년활동 경험은 참여하는 이들에게 긍정적 경험을 제공할 뿐만 아니라 자아존중감 향상에 의미 있는 영향을 주는 것으로 확인되었다.

선행연구를 통해 청소년활동은 참여하는 청소년에게 높은 만족감을 줄수록 그들의 행복감을 높여주며, 자아존중감의 향상에도 긍정적 영향을 주는 것으로 이해될 수 있다. 그리고 자아존중감이 높은 청소년일수록 자신의 가치를 긍정적으로 인식하며, 이는 주관적 행복감으로 이어질 가능성이 높다는 주장이 있다(김순규, 최혜정, 박신애, 2012; Gomez-Baya et al., 2023). 하지만 청소년활동이 주관적 행복감에 미치는 긍정적 영향을 확인한 연구에 비해 그 활동이 주는 만족감과 행복감의 과정에서 갖는 자아존중감의 영향을 살펴본 연구는 상대적으로 부족하다. 따라서 본 연구에서는 청소년활동에 대한 만족감이 자아존중감을 매개하여 주관적 행복감에 미치는 영향을 분석함으로써, 청소년활동이 갖는 함의를 실증적으로 검토하고자 한다.

이상을 종합하면, 청소년활동에 참여하여 얻는 만족감이 높을수록 청소년의 주관적 행복감도 증가한다고 볼 수 있다. 이는 다양한 활동을 통해 자신과 타인에 대한 이해와 관계성이 향상되고, 기량과 능력이 증진되는 경험이 활동 만족감으로 이어지며, 궁극적으로 개인의 행복감을 높이는 데 이바지하기 때문이다. 특히, 활동에서 얻은 높은 만족감은 개인에 대한 긍정적인 평가를 가능하게 하여 자아존중감의 향상을 가져오고, 이는 다시 주관적 행복감의 증진으로 이어질 수 있다. 즉 청소년활동 만족감이 자아존중감을 매개로 주관적 행복감에 긍정적인 영향을 미친다고 가정할 수 있다. 이시연(2019)의 연구에서도 고등학생 시기의 청소년활동 참여 경험이 자아존중감을 매개하여, 대학생이 된 이후에도 주관적 행복감의 향상으로 이어지는 것을 확인한바 있다. 이는 청소년활동 참여를 통해 얻은 만족감이 장기적으로 긍정적인 영향을 미친다는 점을 시사한다. 따라서 본 연구는 청소년활동 만족감을 독립변인으로 설정하여, 그 영향 관계를 심층적으로 분석하고자 한다. 아울러 코로나19로 인한 활동 참여 공백기 이후 청소년의 활동 참여에 대한 주관적인 자기보고 내용을 살펴보고자 하였다. 본 연구는 청소년활동이 청소년의 행복감을 증진하는 주요 요인임을 규명하고, 그 과정에서 자아존중감이 어떤 역할을 하는지를 탐구함으로써, 청소년활동을 통한 행복 증진 방안에 대한 구체적인 함의를 제공할 것이다.

Ⅱ. 연구방법

Ⅲ. 연구결과

1. 주요 변인의 기술통계 및 상관관계

본 연구에서 사용한 주요 변수인 청소년활동 만족감, 주관적 행복감, 자아존중감의 일반적인 특성을 알아보고자 기술통계 분석을, 변수 간 상관성을 알아보기 위해 상관분석을 실행하였다. 그 결과는 <표 1>과 같다. West, Finch와 Curran(1995)은 각 변수의 왜도는 절댓값 ‘2’이하, 첨도는 ‘7’이하이면 자료의 정규분포 기준을 충족한다고 제안하였다. 본 연구에서 사용된 변수는 모두 이 가정을 충족하는 것으로 나타났다.

<표 1>

주요 변인의 기술통계 및 상관관계 결과(N=806)

다음으로 청소년활동 만족감, 자아존중감, 주관적 행복감 간의 상관관계를 확인한 결과, 청소년활동 만족감은 주관적 행복감과 유의한 정적 상관관계를(r=.169, p<.01), 자아존중감과도 유의한 정적 상관관계를 보였다(r=.251, p<.01). 이는 청소년활동 만족감이 높을수록 주관적 행복감과 자아존중감이 높아짐을 의미한다. 매개변인으로 설정한 자아존중감과 종속변인인 주관적 행복감 역시 유의한 정적 상관관계를 보였다(r=.625, p<.01). 이는 자아존중감이 높을수록 주관적 행복감도 높아짐을 의미한다. 따라서 청소년활동 만족감과 자아존중감, 청소년활동 만족감과 주관적 행복감, 자아존중감과 주관적 행복감 간 선형성이 모두 확보되었다. 또한 각 변수 간 상관관계 계수가 .625 이하로 나타나 자기상관의 문제 역시 없다고 판단할 수 있다(이일현, 2015).

2. 자아존중감의 매개효과 검증

청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증하기 위하여 Hayes(2017)의 SPSS Process(v.3.3) Macro 모델 4를 이용하였다. 그 결과는 <표 2>와 같다.

<표 2>

자아존중감의 매개효과 검정 결과

매개효과 검증의 1단계에서 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 회귀모형이 통계적으로 유의하였으며(F=53.872, p<.001), 이 모형의 설명력은 6.3%로 나타났다. 독립변인인 청소년활동 만족감은 종속변인인 주관적 행복감에 유의하게 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며(β=.251, p<.001), 이는 청소년활동 만족감이 높으면 주관적 행복감도 높아짐을 의미한다. 2단계에서 자아존중감에 대한 청소년활동 만족감의 회귀모형도 통계적으로 유의하였고(F=23.567, p<.001), 이 모형의 설명력은 2.9%로 나타났다. 청소년활동 만족감은 자아존중감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤으며(β=.169, p<.001), 이는 청소년활동 만족감이 높아지면 자아존중감도 높아짐을 보여준다. 마지막으로 3단계에서 주관적 행복감에 대한 청소년활동 만족감, 자아존중감의 회귀모형도 유의하였으며(F=281.656, p<.001), 모형의 설명력은 41.2%로 나타났다. 이 단계에서 주관적 행복감에 대해 독립변인인 청소년활동 만족감은 유의한 정적인 영향(β=.149, p<.001)을, 매개변인인 자아존중감 역시 유의한 정적인 영향(β=.600, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 이때, 자아존중감을 매개변인으로 포함하지 않고 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 영향에 비해 자아존중감을 투입한 이후에 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 영향력이 낮아졌다(β=.251→β=.149). 이는 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 영향을 자아존중감이 부분매개한다는 것을 의미한다. 즉, 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 직접적인 영향을 미칠 뿐만 아니라, 자아존중감을 통해 간접적으로도 영향을 미침을 알 수 있다.

마지막으로 청소년활동 만족감과 주관적 행복감 간의 관계에서 자아존중감이 갖는 매개효과의 통계적 유의성 검증을 위하여 Bootstrapping 결과를 확인하였다. 절차에 따라 5,000개의 표본을 생성하여 95% 신뢰구간에서 매개효과를 검증한 결과는 <표 3>과 같다.

<표 3>

자아존중감의 매개효과 통계적 유의성 검증

분석 결과 95% 신뢰수준에서 LLCI와 ULCI 값 사이에 0이 포함되지 않아 자아존중감의 매개효과는 청소년활동 만족감과 주관적 행복감 간의 관계에서 통계적으로 유의하였다. 본 연구의 매개효과 분석 결과 모형은 <그림 1>과 같다.

<그림 1>

청소년활동 만족감과 주관적 행복감에서 자아존중감의 매개효과

Ⅳ. 결론 및 논의

본 연구는 청소년활동 참여에 대한 만족감이 청소년의 주관적 행복감에 긍정적인 영향을 미친다는 실증 연구를 바탕으로, 이 두 변수 간의 관계에서 자아존중감이 매개 역할을 하는지를 분석하는 것을 목적으로 한다. 이를 위해 한국청소년활동진흥센터협회에서 실시한 「2022년 전국청소년활동정책 지표조사」의 자료를 활용하여 B지역의 806명의 데이터를 분석에 사용하였다. 분석에는 SPSS 및 SPSS Process macro 프로그램이 활용되었다. 본 연구의 주요 결과를 바탕으로 논의한 결과는 다음과 같다.

첫째, 청소년활동 만족감은 주관적 행복감 및 자아존중감과 유의한 정적 상관관계를 보였다. 이는 청소년활동에 대한 만족감이 높을수록 주관적 행복감과 자아존중감이 높아짐을 의미하며, 이는 선행연구의 결과와도 일치한다(김순규 외, 2012; 류시영, 강방훈, 2012; 박동진, 김송미, 2021). 자아존중감 역시 주관적 행복감과 유의미한 정적 상관관계를 보였으며, 자아존중감이 높을수록 청소년의 주관적 행복감이 높아진다는 연구 결과는 Gomez-Baya et al.(2023)와 같은 선행연구와도 부합한다.

둘째, 청소년활동 만족감은 주관적 행복감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 청소년이 다양한 활동에 참여하면서 얻게 되는 만족감이 삶의 질을 높이고, 청소년의 행복감을 증진시키는 중요한 역할을 함을 시사한다(김영서, 홍세희, 2021; 김윤나, 박옥식, 2009). 특히 봉사활동, 문화활동, 교류활동 등 다양한 경험은 청소년의 주관적 행복감에 긍정적 정서를 불어넣고, 이 과정에서 청소년의 삶의 만족도 역시 증진될 수 있다(Lim & Lee, 2019).

셋째, 본 연구는 자아존중감이 청소년활동 만족감과 주관적 행복감 간의 관계에서 부분 매개 역할을 한다는 사실을 실증적으로 확인하였다. 즉, 청소년활동 만족감은 자아존중감을 통해 주관적 행복감에 간접적으로 영향을 미친다. 이러한 결과는 청소년활동이 자아존중감을 높이는 심리적 자원으로 작용하며, 이를 통해 청소년이 더욱 높은 수준의 주관적 행복감을 경험할 수 있음을 시사한다(류시영, 강방훈, 2012; 여종일, 2022).

이러한 연구 결과는 청소년활동 만족감이 청소년에게 미치는 긍정적인 영향을 고려할 때, 청소년활동의 활성화와 양질의 청소년활동 경험 기회를 확대해야 함을 보여준다. 이상의 내용을 종합하여 살펴본 시사점은 다음과 같다.

첫째, 청소년활동 프로그램은 자아존중감 향상을 목표로 설계될 필요가 있다. 청소년이 청소년활동에 만족할수록 자아존중감이 높아지지만, 그 효과가 크지 않은 것으로 나타났다. 이는 프로그램의 운영 주체, 활동 내용, 참가자 간의 상호작용 및 피드백 등이 자아존중감 향상에 더 밀접하게 연결될 필요가 있음을 시사한다. 비록 자아존중감에 미치는 효과의 크기는 크지 않더라도, 청소년활동에 대한 만족감은 자아존중감과 행복감의 증진에 유의미한 영향을 미친다. 자아존중감은 청소년의 심리적 안정과 삶의 만족도를 높이는 중요한 요소로 작용하며, 이를 통해 청소년은 긍정적인 정서를 경험하게 된다(Branden, 2015). 또한, 임영식, 문성호, 정경은(2009)의 연구에 따르면, 인증수련활동 7가지 영역 모두에서 청소년활동 만족도와 그 효과가 정적 관계를 보였다는 결과는 본 연구의 결과를 뒷받침한다. 따라서 청소년활동 프로그램 개발 시, 청소년이 자아를 긍정적으로 인식하고 자신의 가치를 확인할 수 있는 활동을 포함하는 것이 중요하다.

둘째, 청소년활동 참여 기회를 확대하고, 양질의 활동 경험을 제공할 필요가 있다. 청소년활동은 단순한 시간 채우기 활동이 아니라, 청소년의 정서적, 사회적 발달을 돕는 중요한 수단임을 본 연구 결과가 보여주고 있다. 그러나 부산광역시청소년활동진흥센터에서 실시한 「2022년 청소년활동 요구 및 실태조사」에 따르면, 2018년과 2020년에 비해 2022년 B지역 청소년활동 만족도가 모든 영역에서 하락한 것으로 나타났다. 이를 다시 끌어올리기 위해서는 청소년, 청소년지도사, 활동 공간, 리더십 등 다양한 측면에서 접근해야 하며, 특정 대상이나 분야에 국한하지 않고 전반적인 개선 노력이 필요하다. 국가 차원에서는 청소년활동에 대한 인식을 높이고, 청소년의 다양한 요구를 반영한 프로그램을 제공하는 것이 중요하다. 또한 청소년지도자의 역량을 강화하여 청소년이 활동에 더욱 적극적으로 참여하며, 만족감을 느낄 수 있도록 해야 한다(임영식 외, 2009).

셋째, 청소년 주도 활동의 중요성을 강조할 필요가 있다. 도종수(2011)의 연구에 따르면, 청소년이 스스로 주도적으로 참여한 활동일수록 만족도가 높아지고, 이는 주관적 행복감에도 긍정적인 영향을 미친다. 따라서 청소년활동 프로그램 기획 시 청소년의 의견을 반영하고, 자율적인 참여를 독려하는 방식이 효과적일 것이다. 청소년의 주도적 참여가 높아질수록 청소년활동에 대한 만족감과 효과가 더욱 증대될 수 있다.

본 연구는 청소년활동이 청소년의 주관적 행복감에 미치는 영향을 분석하고, 자아존중감이 이 관계에서 매개 역할을 한다는 것을 실증적으로 확인한 연구로서, 다음과 같은 학문적·실천적 의의를 지닌다.

첫째, 자아존중감이 청소년의 심리적·정서적 발달에 미치는 중요한 영향을 실증적으로 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 자아존중감은 청소년이 자신의 가치를 평가하고 자신을 긍정적으로 인식할 수 있는 심리적 자원으로, 본 연구는 청소년활동이 자아존중감을 높임으로써 궁극적으로 주관적 행복감을 증진시키는 주요한 경로임을 밝혀냈다. 이는 청소년의 행복감 증진을 위한 교육 및 상담 프로그램의 기획과 설계에 중요한 기초 자료로 활용될 수 있을 것이다(Orth & Robins, 2014). 청소년활동 프로그램을 단순한 여가 활동의 차원에서 벗어나, 청소년의 자아존중감을 강화하는 심리적 지원 활동으로 재구성하는 데 기여 할 수 있다.

둘째, 청소년활동 만족감이 청소년의 주관적 행복감에 미치는 긍정적인 효과를 구체적으로 확인했다는 점에서 의의를 찾을 수 있다. 본 연구는 청소년활동에 대한 만족감이 높을수록 주관적 행복감이 증진된다는 점을 실증적으로 증명함으로써, 청소년활동이 청소년의 삶의 질을 향상하는 중요한 활동임을 확인하였다. 이는 다양한 청소년활동이 단순한 참여를 넘어서 청소년에게 실질적인 만족을 제공해야 한다는 점을 강조하고 있으며, 청소년의 활동에 대한 만족감을 높이기 위한 다양한 프로그램 개발이 필요함을 시사한다. 특히 본 연구는 청소년활동의 질적 향상과 프로그램의 다양성을 통해 청소년의 행복감을 증진시키는 방안 마련에 중요한 기초를 제공한다(김윤나, 박옥식, 2009).

셋째, 코로나19 팬데믹 상황에서 비대면 활동과 혼합형 활동의 효과를 분석했다는 점에서 차별화된 의의를 가진다. 대면 활동이 어려운 상황에서 비대면으로 진행된 청소년활동이 청소년의 자아존중감과 행복감에 미치는 영향을 확인함으로써, 팬데믹과 같은 비상 상황에서도 청소년활동이 지속적으로 이루어져야 할 필요성을 강조하였다. 이는 앞으로도 비대면 또는 혼합형 청소년활동이 일상화될 가능성이 높은 상황에서, 해당 활동의 긍정적 영향을 바탕으로 청소년의 정서적 안정을 도모할 수 있는 방안을 모색하는 데 중요한 시사점을 제공한다. 비대면 활동의 효과를 보완하는 연구로 활용될 수 있으며, 향후 비대면 활동의 프로그램 개발과 운영에 참고자료로 활용될 수 있을 것이다.

넷째, 자아존중감이 주관적 행복감을 매개하는 중요한 역할을 함으로써, 청소년의 전인적 발달을 위한 심리적 요인의 중요성을 재확인하였다는 점에서도 의의가 있다. 자아존중감은 청소년이 자신에 대한 긍정적인 평가를 내리고, 이를 바탕으로 긍정적인 사회적 관계와 높은 수준의 정서적 안정감을 형성하는 데 중요한 역할을 한다(Harter, 1993). 본 연구는 이러한 자아존중감이 청소년활동과 행복감 간의 관계에서 중요한 매개 역할을 한다는 점을 실증적으로 밝혀, 자아존중감 증진을 위한 청소년활동 프로그램의 필요성을 제기하였다. 이는 청소년활동이 자아존중감을 강화하는 방향으로 설계될 때, 더욱 효과적인 결과를 도출할 수 있음을 시사하며, 청소년의 심리적 발달에 대한 이해를 높이는 데 기여한다.

다섯째, 본 연구는 청소년활동 프로그램의 개발 및 정책 수립에 기초 자료로 활용될 수 있다는 점에서 실질적 의의를 가진다. 청소년활동에 대한 만족감이 청소년의 자아존중감과 행복감에 미치는 영향은 다양한 청소년활동 프로그램 개발과 청소년복지 정책 수립에 중요한 방향성을 제공한다. 특히 본 연구 결과는 청소년활동이 단순히 시간 채우기식의 활동이 아닌, 청소년의 전반적인 삶의 질을 향상하는 중요한 수단임을 강조함으로써, 청소년 정책과 활동 프로그램의 활성화를 위한 구체적인 자료로 활용될 수 있다. 청소년활동의 양적 확대뿐만 아니라 질적 향상을 도모하기 위한 실질적인 전략을 제시하는 기초 자료가 될 수 있으며, 이를 통해 청소년복지 및 교육 분야에서의 실천적 기여를 할 수 있을 것이다.

여섯째, 청소년활동의 효과를 구체적으로 확인함으로써 후속 연구의 방향성을 제시한다는 점에서 의의를 가진다. 본 연구는 자아존중감이 매개하는 과정을 통해 청소년활동의 심리적 효과를 분석하였으나, 이후 사회적 지원, 또래관계, 학교 적응력 등 다양한 변인들이 청소년활동과 주관적 행복감 간의 관계에서 어떤 영향을 미치는지 추가적으로 분석할 수 있는 기초 자료를 제공하였다. 후속 연구에서는 다양한 변인들이 포함된 연구모델을 적용하여 보다 심층적인 연구가 이루어질 수 있을 것이다.

본 연구는 위와 같은 시사점과 의의를 가지는 반면 제한점 역시 가지고 있다. 본 연구가 가지는 한계와 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구의 결과 선행연구와 달리 자아존중감은 다른 변인과의 낮은 상관관계를 보였으며, 청소년활동 만족감이 자아존중감에 대해 갖는 설명력은 2.9%로 비교적 낮게 나타났다. 따라서 청소년활동 만족감이 자아존중감에 미치는 영향을 과대 해석하지 않도록 주의가 필요하다. 본 연구에서는 코로나19로 인한 팬데믹 기간의 청소년활동에 대한 조사자료를 활용하였는데 이 기간의 청소년활동은 비대면 활동이 많아 그 취지와 목적이 불충분하게 전달되었을 가능성을 배제하기 어렵다. 자아존중감은 발달적 과정을 통해 형성되어 가는 비교적 탄탄한 개인 내적 특성이므로, 비교적 짧은 기간이나 회기에 다양한 활동과 상호작용이 제한되는 환경에서 진행되었다면 활동에 대한 만족도와의 관련성이 제한적일 것으로 이해된다(Maddox et al., 2001). 또한 본 연구에서는 주관적 행복감에 영향을 미칠 수 있는 다양한 변수(가정환경, 성적, 교사와의 관계 등)를 통제하지 못한 것도 제한점이라 할 수 있다. 후속 연구에서는 통제변수를 고려한 분석이 필요할 것이다.

둘째, 「청소년 기본법」제3조 제1호에서 청소년을 만 9∼24세로 규정하고 있음에도 본 연구에서는 B지역의 중학교 2학년, 고등학교 2학년 학생만을 연구 대상으로 한정하였다. 또한 학교에 재학 중인 학생을 대상으로 하여, 학교 밖 청소년 역시 연구 대상에 포함하지 못하였다. 따라서 연구 결과를 모든 청소년에게 일반화하기엔 어려움이 있다. 후속 연구에서는 청소년 연령에 해당하는 연구 대상자로의 확대뿐만 아니라 학교 밖 청소년을 포함하는 등의 노력을 통해 일반화 가능성을 높일 필요가 있다.

셋째, 본 연구는 자료수집의 측면에서 몇 가지 제한점이 있다. 먼저 자기 보고식 설문 방법으로 자료를 수집하였기 때문에 연구 대상자의 주관적 편향이나 선호 경향성이 응답에 반영되었을 가능성이 있다. 또한 만족도 측정의 문항이 실태조사를 위한 목적으로 개발되어 활동 참여 기간이나 활동유형 등에 대한 고려 없이 일률적이고 단편적으로 이루어졌다는 비판을 피하기 어렵다. 따라서 후속 연구에서는 더 타당한 측정 방법을 모색할 필요가 있다.

넷째, 청소년활동 만족감이 주관적 행복감에 미치는 영향에 대한 자아존중감에 매개효과를 확인할 수 있었으나, 함승우(2016)가 청소년 수련활동 참가 만족이 자기수용과 타인 신뢰를 매개로 하여 행복에 영향을 미친다고 밝힌 것처럼 후속 연구에서는 다른 변인들을 추가하여 결과를 확장하는 것이 필요하다. 더불어 본 연구에서는 청소년활동 만족감에 영향을 미칠 수 있는 다양한 변인을 통제하지 못했기 때문에 후속 연구에서는 다양한 변인들을 함께 고려한다면 더 깊이 있는 이해와 설명이 이루어질 것으로 기대된다.

Acknowledgments

본 연구는 이하은의 석사학위 논문을 수정·보완한 것임.

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