가. 스마트폰 중독 개념

언제부터인가 일상생활 속에서 스마트폰이 차지하는 비중이 점점 높아져 지하철이나 버스, 심지어 길거리를 걸어가는 사람들도 스마트폰을 사용하고 있는 사람들을 쉽게 찾아볼 수 있다.

스마트폰이란 기존 휴대폰의 주요기능이었던 음성통화와 문자 메시지 기능을 기초로 기존의 컴퓨터와 인터넷을 기반으로 하여 이루어지던 대부분의 기능을 시간과 장소에 구애받지 않고 사용할 수 있는 현대 과학기술의 산물이라고 할 수 있다. 스마트폰은 현대인들이 시간과 공간의 제한 없이 타인들과 원활한 의사소통을 제공하며, 특별한 장비나 전산망을 구축하지 않고서도 사이버 상에 있는 애플리케이션을 활용한 다양한 일들을 행할 수 있다는 장점을 가지고 있지만, 스마트폰 중독으로 대표되는 많은 문제점을 양산하고 있다.

중독은 과거 지나친 물질의 사용으로 생리적인 의존성이나 내성, 금단 현상과 같은 증상이 발생하고, 사회적·직업적으로 기능의 손상이 발생하는 현상(Griffiths & Hunt, 1998)으로 인식되었으나, 이후 도박, 일, 운동, 쇼핑 등과 같이 특정 행위나 활동에 의해서도 물질의 사용으로 발생할 수 있는 의존성, 내성, 금단 현상과 같은 증상이 발생한다고 하여 이러한 부류의 중독을 행위(과정)중독으로 분류하였다(조남근, 양돈규, 2001). DSM-Ⅳ(1994)에서는 약물이나 물질에 의한 중독뿐만 아니라, 물질이 개입되지 않은 상태에서 특정 행위에 대한 과도한 집착, 충동, 유혹 등을 이겨내지 못하고 특정 행동을 반복하거나 의존하는 행동을 충동조절 장애라고 규정하였지만, DSM-Ⅴ(2013)에서는 충동조절장애로 보았던 병적 도박을 다른 물질중독과 함께 물질 관련 및 중독장애로 포함했으며, 행위중독 중 인터넷 게임장애를 부록에 추후연구를 위한 진단기준에 포함해 이에 대한 감별진단을 “온라인 게임을 포함하지 않는 과도한 인터넷 사용”이라 제시하였다(American Psychiatric Association, 2013). 이는 스마트폰 중독에 대한 의학적 진단기준이 확립되지는 않았지만, 스마트폰 중독과 유사한 인터넷게임장애와 기타 중독의 특성을 고려해 볼 때, 스마트폰 중독의 임상적 증상에는 내성, 금단증상, 일상생활의 어려움 및 충동조절장애 등이 나타날 것으로 생각한다.

스마트폰 중독과 관련해 합의된 개념은 정립되지 않았지만, 많은 학자는 스마트폰 중독에 대한 개념을 정의하고 있으며, 강희양과 박창호(2012)는 스마트폰의 과도한 몰입으로 인하여 생기는 초조, 불안과 같은 일상생활의 장애, 한국정보화진흥원(2015)에서는 스마트폰을 과다 사용으로 인해 스마트폰 사용에 대한 금단과 내성을 지니고 있으며, 이러한 결과로 일상생활에 장애가 유발되는 상태라고 스마트폰 중독을 정의하고 있다.

이상의 개념들과 일반적 중독의 특징인 강박적 사용 및 집착, 사용조절 실패, 금단, 내성, 부정적 결과들(구훈정, 조성훈, 권정혜, 2015)을 종합하여 볼 때, 본 연구에서는 스마트폰 중독을 스마트폰을 사용함에 과도한 사용으로 발생할 수 있는 불안, 초조, 금단과 내성으로 인해서 일상생활에 부정적인 결과가 발생함에도 스마트폰 사용을 스스로 조절할 수 없는 상태로 정의하고자 한다.

나. 스마트폰 중독 요인

가. 부모양육태도와 사회성과의 관계

가정은 아동이 사회생활을 시작하는 곳으로 가족들과의 상호작용을 통해 사람들과의 상호작용의 기술을 습득하며, 이러한 과정에서 부모는 아동의 양육과 교육에 있어 중요한 존재이며 부모의 양육태도는 아동에게 지속적이고 장기적인 영향을 미친다(조준호, 김두규, 허균, 2013).

인간은 사회적 동물로, 태어나면서부터 부모의 양육과정 속에서 사회화에 대한 교육이 함께 이루어진다. 이러한 이유로 인해 부모의 양육태도와 자녀의 사회성은 오래전부터 많은 학자에게 있어 중요한 관심사였다. Watson(1980)은 부모의 허용적 양육태도가 권위적 양육태도보다 아동의 협동심과 사교성을 강화한다고 하였고, Kagan(1971)은 부모의 통제적 애정태도보다 자율적 애정태도가 자녀의 사교성과 창의성을 높인다고 하였다(신성숙, 유영달, 2010).

유안진과 서봉연(1982)은 자녀를 양육함에 수용적인 부모의 자녀는 사회성이 발달하고 협동적이며, 정서적으로 안정되나, 거부적인 부모의 자녀는 잔인한 성격을 형성시키기 쉽고, 반항적이고 반사회적인 행동을 하며 공격적인 경향을 보이는 등 대인관계 및 사회성에 문제를 보인다고 하였다(윤영준, 2011). Becker(1964)는 부모의 애정적 양육 태도는 그 자녀로 하여금 원만한 대인관계를 확립하도록 도와주지만, 부모의 양육태도가 거부적이고 적대적이면 자녀는 학업성적 불안, 대인관계의 부적응, 기타 사회 비행과 같은 부적응을 일으키는 등 행동에 여러 가지 문제가 발생한다고 하였다.

이상의 연구들을 종합해 볼 때 부모의 양육태도가 권위적, 지배적, 통제적, 거부적, 과잉보호적, 적대적이면 자녀들의 성격이나 사회성, 대인관계 등에 문제가 발생하는 반면, 부모의 양육태도가 허용적, 애정적, 자율적, 수용적이면 자녀들은 사회적 적응이 발달한다는 것을 알 수 있다. 위와 같은 결과를 토대로 부모의 양육태도는 자녀의 대인 관계 및 사회성에 영향을 미치는 것으로 파악할 수 있으며, 이러한 결과는 스마트폰 중독의 관련 요인을 분석함에 부모의 양육태도가 사회성의 원인변수로 고려될 수 있음을 증명한다.

나. 부모양육태도, 사회성과 스트레스 대처방식과의 관계

부모는 자녀에게 가장 중요한 영향력을 행사하는 사람이며, 자녀의 양육에서 최초의 중요한 교육자이다(조결자, 이명희, 2010). 부모의 양육태도는 자녀의 이용 가능한 대처 전략을 발달시키는 데 큰 역할을 하여, 스트레스 대처 행동에 유의미한 영향을 준다 (Engels, 2007; 장은지, 김춘경, 2015 재인용). 즉 Peterson(1982)에 의하면 부모와의 좋은 관계를 형성하는 것은 청소년들의 스트레스를 완화하거나 대처 능력을 강화할 수 있음을 말하며 부모의 역할을 강조하였다.

부모양육태도와 자녀의 스트레스 대처방식에 관한 선행연구에서 아동이 부모의 양육 태도를 긍정적으로 지각할수록 아동은 자립심과 자부심이 강하고 부모가 다정다감한 관심을 가질수록 아동은 문제 해결 능력을 마련하여 스트레스에 대처하는 반면, 부모의 양육태도를 부정적으로 지각한 아동은 문제를 운으로 돌리거나 문제에 대한 대책이나 단서를 찾는 데 어려움을 느끼며, 회피하고 새로운 신념을 얻기 어렵다고 하였다(현우택, 1999). 또한, 부모의 양육태도를 민주적, 애정적, 성취적, 온정적으로 지각할수록 자녀들은 적극적이고, 사회지지 추구 대처방식을 많이 사용하였고, 부모의 양육태도를 비합리적, 비성취적, 통제·과잉행동, 거부적으로 지각할수록 소극적, 공격적, 회피적인 대처방식을 더 많이 사용하는 것으로 나타났다(부영희, 2002; 김유정, 최수동, 김성민, 서경현, 2008; 오윤심, 최은영, 2012). 이러한 결과들은 부모의 양육태도가 애정적이고 수용적인 경우 자녀는 안정된 또래 관계를 맺고 스트레스 상황이나 대인관계에 있어서 적절히 성숙한 대처를 할 수 있다는 것을 증명하는 것이다(부영희, 2000). 즉, 부모의 양육태도는 자녀의 스트레스 대처방식에 영향을 미치며, 따라서 본 연구에서의 부모양 육태도와 청소년의 스트레스 대처방식에 사이에서의 경로 설정은 합리적인 것으로 평가 된다.

일반적으로 자신이 소속되어져 있는 조직이나 사회의 적응 정도 및 대인관계 능력을 의미하는 사회성과 스트레스 대처방식에 관한 국·내외의 직접적인 선행연구를 찾아보기는 어려운 상황이다. 따라서 본 연구에서는 선행연구에서 다루어진 사회성의 하위영 역으로 분류된 대인관계를 중심으로 스트레스 대처방식 간의 관계를 분석함으로써, 사회성과 스트레스 대처방식의 관련성을 분석하고자 한다.

스트레스는 모든 대인관계에서 필연적으로 발생하는 것으로 친밀한 관계를 잘 유지하는 것은 갈등이나 스트레스가 없어서가 아니라 수시로 발생하는 갈등을 어떻게 잘 처리하는가에 달려있다(Prager, 1991). 즉 대인관계는 스트레스 대처방식에 따라서 관계가 형성되고 유지가 된다는 것을 의미한다.

사람들은 대인관계에서 스트레스가 발생하면 발생한 스트레스를 직접 해결할 수 있거나 정보가 필요하다고 평가할 경우에 문제 중심적 대처 전략을 많이 사용하지만, 그 스트레스를 직접 해결할 수 있는 능력이 없다고 평가할 때는 정서 중심적인 대처를 사용하게 된다(Folkman & Lazarus, 1980; 이창식, 김윤정, 2004). 이처럼 사람들은 대인관 계속에서 발생하는 스트레스에 대해서 스트레스 상황 자체에 대해 가지고 있는 인식뿐만 아니라 스트레스 원의 긍정적인 해결을 위해 필요하다고 지각하는 부분과 스스로 활용할 수 있다고 생각하는 자원이 무엇인지에 따라서 대인관계에서 발생한 스트레스를 해결하기 위한 대처전략을 결정하게 된다(신혜진, 김창대, 2002; 이승현, 2009)

중독분야의 연구에서 사회성이 낮은 사람일수록 높은 중독수준을 보이는 경향이 있으며, 이는 대인관계에서 부정적 경험을 많이 하는 사람일수록 대인관계에서 경험하는 스트레스를 적절히 대처하지 못하여, 부적응적인 방식으로 스트레스를 대처하게 되고, 이럴 때 도피의 수단으로 인터넷, 게임, 스마트폰에 더욱 매달리게 되어 중독에 이르게 된다고 볼 수 있다. 즉 사회성이 낮아 대인관계에서 타인과의 상호작용을 잘하지 못하고, 건강한 의사소통 방식을 가지고 있지 못할수록, 소외감을 많이 느끼는 사람일수록 스트레스를 잘 대처하지 못해 정서적으로 처리하거나 수동적 자세를 취하게 되고 이러한 경향은 중독을 가중시킬 수 있다는 것이다(이정숙, 2012). 이상의 연구 결과들을 종합해 볼 때, 스트레스 대처방식은 사회성과 중독의 사이에서 매개요인으로 작용하고 있음을 알 수 있다.

가. 인구학적 특성

본 연구의 목적을 위해 선정된 대상자들의 일반적 특성을 알아보기 위해 나이, 성별, 학년, 스마트폰 사용기간, 스마트폰 사용 동기 등의 문항으로 설문지를 구성하였다.

나. 부모양육태도

부모양육태도를 측정하기 위해 Rohner(1984)에 의해 온정-애정, 공격-적대, 무시-무관심, 거부 등 4개의 하위영역 60문항으로 제작된 Parental Acceptance-Rejection Questionnaire(PARQ)를 참고로 안정만(2001)이 재구성하고 윤영준(2011)의 연구에서 사용된 척도를 사용하였다. 이 척도는 온정-애정, 공격-적대, 무시-무관심, 거부적 태도 등 4개의 하위영역 28문항으로 구성된 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 부모로부터 온정-애정, 공격-적대, 무시-무관심, 거부적 태도 순으로 경험을 많이 한 것으로 해석 할 수 있다,

본 연구에서는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 시행하여 온정-애정적 태도 4문항, 무시-무관심 태도 2문항, 공격-적대적 태도 3문항, 거부적 태도 2문항 등 최종적으로 4개의 하위영역 11문항으로 추출되었다³⁾. 확인적 요인분석을 통해 최종적으로 구성된 부모양육태도 척도의 적합도 지수는 χ²=59.237(df=38), p=.015, CFI=.990, TLI=.985, RMSEA=.031로 좋은 적합도 수준을 보였고, 신뢰도 분석결과 부모양육태도의 Cronbach’s alpha=.753으로 나타났다.

다. 사회성

사회성을 측정하기 위해 김학수와 이윤수(1975)가 제작한 척도를 이연숙(2002)이 재구성하고 최남순(2013)이 수정·보완한 척도를 사용하였다. 이 척도는 신뢰성, 지도성, 근면성, 안정성, 사교성, 준법성 등 6개의 하위영역 24문항으로 구성된 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 학생들의 사회성이 높은 것으로 해석할 수 있다.

본 연구에서는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 시행하여 안정성 2문항, 근면성 3문항, 지도성 및 사교성 3문항, 신뢰성 2문항, 준법성 3문항 등 최종적으로 5개의 하위 영역 13문항으로 추출되었다. 확인적 요인분석을 통해 최종적으로 구성된 사회성 척도의 적합도 지수는 χ²=145.549(df=55), p=.000, CFI=.954, TLI=.934, RMSEA=.053으로 좋은 적합도 수준을 보였고, 신뢰도 분석결과 사회성의 Cronbach’s alpha=.817로 나타났다.

라. 스트레스 대처방식

스트레스 대처방식을 측정하기 위해 Lazarus와 Folkman(1984)에 의해 개발된 68문항 척도를 김정희(1987)가 요인분석을 통해 수정·보완하여 적극적 대처와 소극적 대처로 1차 분류하고, 분류된 적극적 대처를 문제중심 대처와 사회적 지지 추구로, 소극적 대처를 정서적 대처와 소망적 대처로 2차 분류하여 62문항의 척도로 재구성하였다. 이후 김정희(1987)에 의해 재구성된 척도를 김정문(2010)이 문제중심 대처, 사회적 지지 추구, 소망적 사고, 정서적 대처의 문항들에서 임의로 6개의 문항씩을 선정하여 24문항 5점 Likert 척도로 구성하였고, 본 연구에서는 김정문(2010)이 구성한 24문항 척도를 사용하였다. 선행연구에 의하면 스트레스 대처양식은 적극적 대처가 기능적이고 소극적 대처가 비기능적인 것으로 보기도 하지만, 적극적 대처(문제 중심 대처/사회적 지지 대처)와 소극적 대처(정서 중심 대처/소망적 대처)는 그 자체로써 기능적, 비기능적으로 보기보다는 상황에 따라 달리 사용되기에 스트레스 대처 자체가 기능적인 것으로 본다 (고미숙, 2014). 본 연구에서 스트레스 대처방식 척도는 점수가 높을수록 스트레스 상황에 대해 대처방식을 많이 사용하는 것으로 해석할 수 있다.

본 연구에서 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 시행하여 문제중심 대처(분석) 3문항, 문제중심 대처(계획 및 노력) 2문항, 문제중심 대처(변화) 2문항, 정서적 대처 3문항, 소망적 사고(상황기대) 2문항, 소망적 사고(결과기대) 2문항이 추출되었다. 확인적 요인분석을 통해 최종적으로 구성된 스트레스 대처방식 척도의 적합도 지수는 χ ²=87.387(df=62), p=.019, CFI=.988, TLI=.982, RMSEA=.026으로 좋은 적합도 수준을 보였고, 신뢰도 분석결과 스트레스 대처방식의 Cronbach's alpha=.789로 나타났다.

마. 스마트폰 중독

스마트폰 중독을 측정하기 위해 신광우, 김동일, 정여주, 이주영, 이윤희, 김명찬 등 (2011)이 한국정보화진흥원의 용역을 받아 개발한 청소년 스마트폰 중독 자가진단 척도를 사용하였다. 이 척도는 일상생활장애 5문항, 가상세계 지향성 2문항, 금단 4문항, 내성 4문항으로 구성된 4점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 스마트폰 중독 수준이 높은 것으로 해석할 수 있다.

본 연구에서는 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 시행하여 사용시간 2문항, 불안 2문항, 조절 2문항이 추출되었다⁴⁾. 확인적 요인분석을 통해 최종적으로 구성된 스마트폰 중독 척도의 적합도 지수는 χ²=14.376(df=6), p=.026, CFI=.990, TLI=.975, RMSEA=.049로 좋은 적합도 수준을 보이며, 신뢰도 분석결과 스마트폰 중독의 Cronbach’s alpha=.734로 나타났다.

가. 주요 변수의 기술통계

본 연구에 참여한 대상자들의 부모양육태도, 사회성, 스트레스 대처방식, 스마트폰 중독 수준을 살펴보기 위해 각 요인의 평균을 살펴보면, 부모양육태도의 평균은 3.60, 사회성 평균 3.40, 스트레스 대처방식 평균 3.25, 스마트폰 중독 평균 2.12로 나타났다. 부모양육태도, 사회성, 스트레스 대처방식, 스마트폰 중독의 응답범위가 1~5의 범위라는 것을 고려하면 부모양육태도, 사회성, 스트레스 대처방식이 평균 이상으로 양호한 것으로 평가되며, 스마트폰 중독 수준은 사용시간, 조절 영역에서 평균보다 높은 것으로 평가된다.

나. 주요 변수의 자료특성과 분포특성

연구모형 분석에 앞서 모형에 포함된 주요 변수들의 정규성⁶⁾을 평가하기 위해 각 관찰변수의 문항 결합값의 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 분석한 결과 왜도의 절대 값이 .016~.758, 첨도의 절대값이 .040~.732로 변수들이 정규성을 벗어나지 않은 것으로 평가되었다.

다. 변수 간 상관관계

구조방정식 모형에서는 독립변수 간의 높은 상관관계가 분석 과정에서 다중공선성을 발생시킬 가능성이 높아 실제 분석 과정에서 이들 변수는 회귀계수의 값을 교란하는 요인으로 작용하게 된다. 따라서 본 연구에서는 변수 간의 다중공선성을 점검하고, 변수들의 관계를 파악하기 위해 상관관계 분석을 시행하였다⁷⁾.

다중공선성 진단과 상관관계 분석을 시행한 결과 분산팽창계수값(VIF)이 1.116~1.371, 허용값이 .729~.896, 상관계수의 절대값이 .115~.469로 다중공선성의 문제점은 크지 않은 것으로 판단하였다. 연구모형에 포함된 잠재변수 간의 상관관계행렬을 살펴보면 스마트폰 중독은 부모양육태도, 사회성, 스트레스 대처방식과 부적(-)인 상관관계를 보였다.

가. 측정모형 분석

본 연구의 가설 검증을 위한 준비 단계로 잠재변수에 대한 측정모형을 분석하였다. 측정모형의 적합도 검증을 위해 χ²값, CFI, TLI, RMSEA 적합도 지수를 검토한 결과 χ²=500.636(df=129), p=.000으로 χ² 통계량이 유의미한 수준으로 나타났으며, CFI=.852 TLI=.825, RMSEA=.070의 적합도 수준을 보였다. 또한 각 측정변수에서 잠재변수에 이르는 표준화된 추정치는 .135~.844로 1을 넘는 요인적재량이 없었으며, 분산추정치에서도 (-)가 나타나지 않고 모두 통계적으로 유의미한 결과를 보였다.

나. 구조모형 분석

측정모형의 적합성을 평가한 결과 측정모형이 적합하다고 평가돼 측정모형을 포함한 잠재변수 간의 구조모형을 살펴보았다. 결과는 구조모형의 적합도는 χ²= 500.636 (df=129), p=.000, CFI=.852, TLI=.825, RMSEA=.070의 적합도 수준을 보였다. 구조모형을 구체적으로 살펴보면 첫째, 부모양육태도(β=.215, p=.00)가 좋을수록 학생들의 사회성이 좋은 것으로 나타났다. 둘째, 사회성(β=1.233, p=.000)이 좋을수록 학생들의 스트레스 대처방식이 높은 것으로 나타났지만, 부모양육태도(β=-.030, p=.531)는 학생들의 스트레스 대처방식에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 셋째, 부모양육태도(β=-.091, p=.000)가 좋지 않을수록 스마트폰 중독이 높아지는 것으로 나타났지만, 사회성(β=-.118, p=.583), 스트레스 대처방식(β=-.118, p=.113)은 스마트폰 중독에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

이상의 결과와 같이 모형적합도, 적합도 지수 등을 통해서 구조모형이 설정되었더라도 초기모형의 분석 결과 적합도가 낮고, 경로계수들이 예상과 다르거나, 또는 초기모형의 적합도가 높고 경로계수들이 예상대로 나타나더라도 모형의 수정(혹은 재설정)을 고려할 수 있다. 이는 모형이 현실을 설명하는 하나의 좋은 모형은 될 수 있겠지만, 최적의 모형은 아닐 수 있기 때문이다(이학식, 임지훈, 2015). 모형 수정 시 측정모형 분석의 경우 수정은 일부 측정변수들을 제거하는 것인데 비해, 구조모형 분석의 경우 수정은 constructs 간에 경로를 추가로 설정하거나 비유적으로 나타난 경로를 제거하는 것으로 비유적으로 나타난 경로를 제거하면 적합도가 향상될 가능성이 크다(임성범, 2013 재인용).

본 연구에서는 Wald 검정방식으로 구조모형을 수정하였다. Wald 검정은 같은 가설이라도 더욱 단순한 모형으로 개념을 설명하고 싶은 경우 이용하는 방법으로 모형의 경로나 상관 중에서 유의하지 않은 것을 점검하여 구조모형 분석에서 사용된 표준화 계수의 C.R. 값을 토대로 경로모형을 삭제해 가는 방식으로 수정된 모형을 비교하였을 때 거의 같은 타당성을 보이면 AGFI가 높고 AIC가 낮은 쪽의 모형을 채택하면 된다(임성범, 2013 재인용).

수정모형 분석을 통해 최종선택 된 구조모형의 결과는 [그림 2]와 같이 수정모형의 적합도는 χ²=503.707(df=131), p=.000, CFI=.852, TLI=.827, RMSEA=.070의 적합도 수준을 보이는 것으로 나타났다. 최종 수정된 구조모형을 살펴보면 첫째, 부모양육태도(β=.212, p=.000)가 좋을수록 학생들의 사회성이 좋은 것으로 나타났다. 둘째, 사회성(β=-1.211, p=.000)이 높을수록 학생들의 스트레스 대처방식도 높게 나타났다. 셋째, 부모양육태도(β=-.106, p=.000), 스트레스 대처방식(β=-.079, p=.002)이 높을수록 스마트폰 중독은 낮게 나타났다.

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그림 2

수정된 최종 모형분석(표준화 계수)

다. 효과분해 분석

수정된 최종 구조모형을 바탕으로 주요 변수 간의 구조적 관계를 정확하게 파악하고 자 효과분해 분석을 시행하였으며, 부트스트래핑(Bootstraping) 분석을 통해 간접효과의 유의성을 검증하였다. 효과분해 분석 결과는 다음과 같다.

다음으로, 매개변수를 통한 효과를 알아보기 위해 경로별 효과분해 분석을 시행한 결과는 다음과 같다.

경로별 효과분해 분석을 시행한 결과 부모양육태도는 스마트폰 중독에 직접적인 영향(-.266)을 미치는 것으로 나타났으며, 이는 부모양육태도가 높을수록 스마트폰 중독은 낮아짐을 의미한다. 부모양육태도의 간접효과에서는 부모양육태도 → 사회성 → 스트레스 대처방식 → 스마트폰 중독(.379×.731×-.183)의 경로에서 나타나듯이 부모양육태도가 높을수록 학생들의 사회성도 높아지고, 사회성이 높아질수록 학생들의 스트레스 대처방식 또한 높아져 스마트폰 중독은 낮아진다는 것을 의미한다. 이는 부모양육태도는 스마트폰 중독에 직접적인 영향(-)을 미치며, 매개요인으로 선정한 사회성과 스트레스 대처방식은 스마트폰 중독에 부적 관계로 작용하고 있음을 알 수 있다.

라. 매개효과 분석

일반적으로 매개효과를 검증하는 방법으로 Baron과 Kenny의 검증, Boostrapping을 이용한 검증, Sobel-test가 많이 이용되고 있다.

Baron과 Kenny의 검증방법은 회귀분석에서 가능한 방법으로 검증력이 낮고, 1종 오류의 문제, 억제효과와 간접효과의 통계적 유의성을 다루지 못한다는 제한점이 있다. Bootstrapping을 이용한 검증은 연구모형에 포함된 다수의 잠재변수 사이의 효과를 통제한 상태에서 동시에 특정변수의 효과를 검증할 수 있고, 잠재변수의 측정오차를 고려하여 정확하게 매개효과를 검증하기 때문에 구조방정식 모형에서 많이 사용되지만, 각 경로의 개별적인 간접효과에 대한 Bootstrapping 결과가 제시되지 않고 전체 간접효과에 대한 Bootstrapping 결과만 제공되기 때문에 다중매개모형에서의 개별적인 간접효과의 통계적 유의성을 확인하기 어렵다(황미경, 2007; 홍세희, 2010). 반면 독립변수에서 종속변수에 이르는 비표준화계수와 표준오차를 이용하여 매개효과를 검증하는 Sobel-test는 다중매개모형에서 각 경로의 개별적인 간접효과의 통계적 유의성을 확인할 수 있으며, 간접효과에 대한 비표준화 추정치를 손으로 직접 계산할 수 있어 통계적 검증 방법 중에서 가장 널리 알려진 방법(Kline, 2010)으로, 본 연구에서는 Sobel-test⁸⁾ 를 이용하여 매개효과를 분석하였다.

본 연구에서 수정된 최종모형 분석 결과를 토대로 부모양육태도와 스마트폰 중독 사이에서 사회성과 스트레스 대처방식의 매개효과를 살펴본 결과는 <표 10>과 같다. 사회성은 부모양육태도와 스트레스 대처방식 사이(Z=4.813, p=.000)에서 유의미한 매개효과를 보이고, 스트레스 대처방식은 사회성과 스마트폰 중독 사이(Z=-2.956, p=.003)에서 유의미한 매개효과를 보였다.