지난호
ISSN : 1226-072X
다문화청소년의 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 잠재성장모형을 통한 종단연구
A Study on the Effect of Multicultural Adolescents on the Life Satisfaction through the Latent Growth Modeling
Lee, Jin-seon1; Oh, Jong-chul1; Kang, Young-sook1*
보건사회연구, Vol.41, No.4, pp.243-261, 31 December 2021
https://doi.org/10.15709/hswr.2021.41.4.243
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 본 연구는 다문화청소년들의 인구 통계의 변화에도 불구하고 이들의 삶의 만족도에 영향을 미치는 종단연구가 부족하다는 사실에서 시작하였다. 구체적으로 2012년 대비 2021년 국내출생 자녀들은 40,040명에서 122,093명으로 약 3배 이상, 중도입국 자녀는 4,288명에서 9,427명으로 약 2배 이상 그리고 외국인가정 자녀들은 2,626명에서 28,536명으로 약 10배 이상으로 증가하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 중학교 1학년 때 다문화청소년들이 지닌 높은 수준의 우울과 사회적 위축은 자아존중감과 성취동기의 변화에 부정적인 영향을 주었고, 학년이 올라갈수록 자아존중감과 성취동기를 하락시키는 것으로 나타났다. 반면에 중학교 1학년 시기에 지닌 높은 수준의 자아존중감과 성취동기는 학년이 높아질수록 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미쳤다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 다문화청소년들의 자아존중감과 성취동기를 높일 수 있는 교육이 필요하다. 학교생활 적응을 위한 상담프로그램 및 부모의 문화와 한국사회의 문화를 이해하고 지원할 수 있는 다문화사회 전문가들의 활동이 필요하다.
Abstract
The number of multicultural adolescents is increasing. Therefore, it is necessary to examine the life satisfacton of multicultural adolescents. Life satisfaction level among those adolescents was particularly low in their middle school years. This study conducted a longitudinal study using a latent growth model, The data used here are from the the fourth to sixth waves (which cover middle-school years) of a national survey of multicultural adolescents. It was found that depression and social withdrawal of multicultural adolescents in the first year in middle school were statistically significant negative (-) factors affecting self-esteem and achievement motivation. In other words, as the school years advance, depression and social withdrawal, and subsequently, self-esteem and achievement motivation decrease. However, self-esteem and achievement motivation in the first year in middle school have a positive (+) effect on life satisfaction, and as the school years advance, self-esteem and life satisfaction increase. Self-esteem and achievement motivation were found to be variables that had a mediating effect on life satisfaction in the first year of middle school. Even if depression and social withdrawal in the first year of middle school are high, it is judged that having high self-esteem and achievement motivation will increase life satisfaction. Based on these analysis results, this study makes the following suggestions. Since multicultural adolescents spend most of their time at school, it is necessary to provide a school environmental and educational services to increase their school life satisfaction, and to improve self-esteem and achievement motivation through project classes. In addition to counseling that emphasizes the importance of emotional support at home and school and helps psychological adaptation, support or community should be linked to various activities and programs. In addition, the findings of this study recommend that increased support is provided under the current policy on at-risk youth, so as to help multicultural adolescents form a positive self-concept in their school years.
초록
우리 사회에서 다문화청소년의 수가 증가하고 있다. 동시에 다문화학생들의 학업중단 비율도 높아지고 있다. 따라서 다문화청소년들의 학업중단의 문제가 아닌, 그 이면 배경의 삶의 만족도를 살펴볼 필요가 있다. 본 연구에서는 다문화청소년 패널 데이터 중 중학교 시기의 4~6차 데이터를 사용하여 잠재성장모형을 통한 종단연구를 하였다. 그 결과 중학교 1학년 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축은 자아존중감, 성취동기에 통계적으로 유의미한 부(-)적 변인인 것으로 나타났다. 중학교 1학년 때 갖는 우울과 사회적 위축은 자아존중감과 성취동기의 변화율에 유의미한 영향을 끼쳐 학년이 올라갈수록 자아존중감과 성취동기를 낮추었다. 더불어 학년이 올라갈수록 우울과 사회적 위축이 높아지고 이에 따라 자아존중감과 성취동기가 떨어졌다. 하지만 중학교 1학년시기의 자아존중감과 성취동기는 삶의 만족도에 정(+)적인 영향을 미치며, 학년이 올라갈수록 자아존중감이 높아지고, 성장하면서 갖는 삶의 만족도도 높아졌다. 중학교 1학년의 삶의 만족도에는 자아존중감과 성취동기가 매개효과를 가져오는 변인으로 나타나 중학교 1학년의 우울과 사회적 위축이 높더라도 자아존중감과 성취동기를 높게 가진다면 삶의 만족도가 높아질 수 있는 요인으로 나타났다. 이러한 결과를 바탕으로 다음과 같은 제언을 한다. 첫째, 다문화청소년들의 학교생활 만족이 높아지는 교육 서비스 제공이 필요하다. 둘째, 가정과 학교에서 정서적 지지와 심리적 적응을 돕는 상담과 프로그램을 제공받을 수 있도록 지역사회에 연계해야 한다. 셋째, 청소년 중심의 지원 정책을 바탕으로 긍정적인 자아를 형성할 수 있는 지원 방안 모색이 필요하다.
I. 서론
최근 우리 사회의 출생아 수가 급속하게 감소하는 상황에서 청소년의 수도 동시에 줄어들고 있다. 그러나 상대적으로 다문화청소년의 수와 그 비율은 증가하고 있다. 교육통계서비스에서 제시한 학생 수를 살펴보면 2012년 7,370,308명에서 2021년 5,942,155명으로 1,428,153명이 감소하였으며 10년 동안의 추이도 지속적인 감소추세의 양상을 보인다. 하지만 다문화학생 수를 기준으로 살펴보면 2012년 국제결혼가정을 통한 국내출생 자녀가 40,040명, 중도입국 자녀가 4,288명, 외국인가정의 자녀가 2,626명이며, 이후 2021년에는 국내출생 자녀 122,093명, 중도입국 자녀 9,427명, 외국인가정 자녀 28,536명으로 10년 동안 꾸준한 증가세를 보여 전년 대비 12,678명(8.6%)이 증가하였다(한국교육개발원, 2021).
이러한 인구 통계 변화는 한국사회가 점차 다문화사회에 접어들고 있음을 나타내면서 향후 한국의 다음 세대에서 다문화청소년들의 비중을 중요하게 바라보아야 하는 것을 보여준다. 현재 우리나라에서 목격되는 다문화청소년은 크게 두 가지 유형으로 구분된다. 첫째, 국제결혼을 통해서 출생한 다문화청소년들이다. 이들은 성장하면서 부모의 문화 배경에서 발생하는 생활양식, 양육 등의 차이와 이러한 상황에서 오는 갈등에 따른 부정적 경험을 가지고 성장할 수 있다. 동시에 이러한 경험은 다문화청소년의 발달단계에 심리･사회적으로 영향을 끼칠 수 있다. 둘째, 중도입국 자녀이다. 지속적인 증가하고 있는 중국입국 자녀들은 국적이 다른 상태에서 한국으로 들어온다. 따라서 우리 사회에서의 적응과 경험 그리고 삶의 만족들은 한국 사회의 사회 구성원이 되었을 때 사회 문제로 나타날지 혹은 사회 인재로 성장하느냐에 중요한 요인이 될 수 있다. 이러한 현상에 대해서 안선정, 이현철, 임지영(2013, pp.78-79)은 다문화가정 청소년들이 다문화가정 출신이라는 상황으로 인해서 청소년기에 발생하는 과업적 발달적 단계, 그리고 사회적 역할에서의 변화 등으로 인한 어려움 등이 삶의 만족도에 부정적인 영향을 끼칠 것으로 예측하였다.
다문화청소년들의 삶의 만족은 학교적응과도 밀접한 관련이 있다. 최근 다문화학생 위주로 통계를 살펴보면 다문화학생 가운데 학업을 중단한 학생의 비율은 총 다문화학생 수 대비 평균 0.31%의 수준1)을 보이고 있다(다문화교육포털, 2021). 교육부의 2020년 교육기본통계 결과 발표 보도자료를 보면 학업중단 실태조사에서도 2019학년 초･중･고교학생의 학업중단율이 1.0%(52,261명)로 전년 대비 0.1%p(278명)증가하였다(교육부, 2020). 특히 중학교와 고등학교에서의 부적응으로 인한 학업중단 청소년만을 구분해서 보면 전체 학생 대비 중학교는 0.32%인데, 다문화학생은 0.44%로 나타났고, 고등학교는 전체 학생 대비 1.31%인데, 다문화학생은 1.35%로 다문화학생들의 비율이 더 높은 중단율을 보이고 있다(오정아, 변수정, 2020, p.126). 이러한 통계적 수치는 단순히 다문화청소년의 학업중단의 문제로만 보아서는 안 되며 학업중단의 문제를 초래하는 그 이면의 배경에 대해 들어다 볼 필요가 있다는 것을 보여준다. 학업중단은 지금 청소년기의 삶의 불만족의 한 표현으로 나타나지만 더 나아가서는 성인기의 삶에도 영향을 갖기 때문이다.
청소년들의 삶의 만족은 청소년기의 발단단계 특성인 급격한 신체적 성장과 호르몬의 영향 등을 통해 급격한 심리적 변화, 불안정 등을 경험하면서 부모와의 갈등을 갖게 되고 혹은 스트레스 증가 등으로 낮아지는 경향을 가진다(조성희, 박소영, 2015, p.802). 또한 청소년들은 삶의 만족이 높으면 배우려는 동기를 높게 가지고, 삶의 만족이 낮으면 학교생활을 무의미하게 여기거나 본인 스스로가 학교에 맞지 않는 학생으로 여기기도 한다(Huebner, 2004, p.6). 다문화청소년 삶의 대부분을 차지하는 학교와 가정에서 보내는 생활에서의 부정적 경험이 결국은 학업중단을 초래하는 이유가 될 것이다. 실제적으로도 선행연구에서는 청소년기의 삶의 만족도를 학교생활 적응, 부모양육행동 등 밀접한 관련이 있는 변인들을 통해 살펴본 경우가 많았다. 학교적응이 청소년 삶의 만족에 유의미한 영향력을 갖는 것으로 밝혀졌고(조성희, 박소영, 2015; 조형정, 윤지영, 2015; 최미원, 이재신, 2018; 윤은영, 2019), 부모의 양육태도 역시 삶의 만족도에 유의미한 영향력이 있는 것으로 밝혀졌다(김소영, 윤기봉, 2016; 조형정, 윤지영, 2015; 조성희, 박소영, 2015). 다문화청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치는 변인 역시 기존의 청소년 대상의 선행연구에서 영향을 미치는 요인으로 나타나는 주요한 변인들인 부모와 가족 관련 요인, 학교생활에 따른 세부 요인들이다(서영우, 2016, pp.85-87).
삶의 만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구를 살펴보면 천희영, 송영주, 이미란(2014, pp.85-86)은 자존감, 양육방식, 또래애착, 학교성적만족, 학교생활적응이 삶의 만족도와 관계 있는 변인으로 나타났으며 조형정, 윤지영(2015, p.157)은 건강, 성적, 자존감, 의사소통능력, 부모의 양육태도, 학교 및 환경요인이 삶의 만족도에 영향을 미친다고 하였다. 정윤주, 이상열(2018, p.1215)은 학업성취가 삶의 만족에 영향을 미치며 조성희, 박소영(2015, p.801)은 자아탄력성, 학교적응, 지역사회인식, 부모의 양육방식이 청소년의 삶의 만족에 유의미한 영향을 가진다고 하였다. 이처럼 다문화청소년의 삶의 만족은 복합적인 요인들이 얽혀있는데, 주된 배경이 되는 학교생활 적응에 자아존중감, 불안, 우울 등이 영향이 크다(오정아, 2019, pp.172-173).
안선정, 이현철, 임지영(2013, p.79)은 청소년의 삶의 만족도를 역동적인 상태로 개인, 가정, 사회 등의 다양한 요인들을 고려하여 평가해야 하며 다양한 요인들 중 개인적인 특성인 자아존중감은 청소년기에 신체적, 심리적 변화를 겪는데 긍정적인 가치관을 형성하는 가치판단 요인이라고 하였다. 긍정적인 자아존중감의 형성은 삶의 여러 발달과업 중 가장 중요하며 청소년기에 가장 중요하다. 자아존중감이 높은 청소년은 자기 자신에 대해 긍정적으로 생각하며 스스로를 가치 있는 삶을 사는 존재라고 여기고, 자아존중감이 낮은 청소년은 자신에 대해 부정적인 평가를 하며 우울과 같은 심리적 불안, 위축, 일탈행동 등의 심각 한 문제로 연결이 된다고 하였다. 자아존중감은 삶의 미래에 큰 영향을 미치는 것이다.
선행연구에서는 주로 다문화청소년들의 삶의 만족도와 관련하여 인구사회학적 특성을 제외하고는 대부분이 환경적인 요인에 중점을 두고 개인적인 변인으로는 자존감이나 자아탄력성 등의 긍정적인 요인 위주로 보았다. 따라서 본 연구는 다문화청소년들의 삶의 만족도에 영향을 미치는 선행연구의 환경적 요인들이 대부분은 개인 내적인 영향에 영향을 주어 내적인 요인들이 중요한 변수가 될 것으로 보았다. 따라서 환경적인 요인이 부정적이어도 내적인 요인이 덜 부정적이고 긍정적인 요인이 강하다면 삶의 만족을 수준 높게 가질 것이며 이를 바탕으로 건강한 청소년기에 성장할 것으로 판단하였다.
이에 본 연구는 개인의 내적요인들의 관계를 바탕으로 살펴보고자 하였으며 즉 다문화청소년의 우울, 사회적 위축의 부정적인 내적변인과 자아존중감, 성취동기의 긍정적인 내적 변인으로 나누어 삶의 만족도와 어떠한 관계가 있는지를 알아보고자 하였다.
또한 횡단적연구가 아니라 다문화청소년들의 삶의 만족도를 시간의 추이에 따라 살펴보아 어떻게 변화하는지 알아보고, 개인 간의 차이와 성장에 따라 다문화청소년들의 삶의 만족도 추이를 밝히고자 하였다. 본 연구를 통해 알고자 하는 연구 문제는 다음과 같다.
연구 문제 1. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 종단적인 시간의 경과에 따라 개인적인 차이가 있을까?
연구 문제 2. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축은 자아존중감, 성취동기에 영향을 미칠까?
연구 문제 3. 다문화청소년들의 자아존중감과 성취동기는 삶의 만족도에 매개효과를 가질까?
연구 문제 4. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 삶의 만족도에 시간의 흐름에 따라 어떤 영향을 가질 것인가?
II. 선행연구 고찰
다문화청소년이란 한국에서는 다문화가정 자녀 중 청소년기를 보내고 있는 대상이다. 다문화가정 자녀라 함은 행정자치부에서는 외국인주민의 자녀라 분류하여 외국인 부모의 자녀나 외국인과 한국인 부모 사이의 자녀, 원래는 한국인 부모 사이에서 태어났으나 부모님의 이혼 후 외국인과 재혼한 경우 그 가정의 자녀 등 세 가지 범주로 나눠 본다. 다문화청소년은 행정자치부 기준으로 19세 미만의 연령을 모두 포함하고 있으며 교육부 기준으로는 학교에 재학 중인 청소년만을 포함하고 있다(양계민, 2016, pp.4-5).
청소년들의 삶의 만족은 어느 한쪽만이 아닌 학교, 자아, 가족, 친구, 생활환경 등 전체를 아우르는 것으로 바라봐야 한다. 다문화청소년의 삶의 만족은 성별, 연령 및 부모의 사회・경제적 지위와 관련되어 있기도 하며, 개인 및 사회적 자원이 주관적인 삶의 만족도와 아주 많이 관련이 있다(Huebner, 1991). 그래서 다문화청소년의 삶의 만족을 생각할 때는 그들이 얼마나 학교에 가고 싶어 하는지, 배움과 학습에 있어 얼마나 흥미를 갖고 있는지 등으로 학교영역을 파악해야 하며, 자아영역에서는 그들 스스로가 성취할 수 있는 능력, 스스로의 자부심 정도 등을 파악해야 한다(Jennifer E. Kelly, 2011, pp.4-5). 즉, 다양한 영역을 바탕으로 삶의 만족도를 바라보아야 한다. 본 연구에서는 다문화청소년들의 삶의 만족도에 내적요인으로 긍정영향과 부정영향을 끼칠 것이라는 예측을 기준으로 하여 학교영역에서 얻을 수 있는 성취동기와 사회적 위축, 자아영역에서 형성되는 자아존중감과 우울을 선택하여 살펴보았다.
1. 다문화청소년의 우울과 삶의 만족도 관계
삶의 만족은 한 사람이 자신의 삶에 대해 마음으로 흡족하게 느끼며, 행복과 동일한 개념으로 보기도 한다(Diener, 1984, pp.542-543). 또한 개인의 삶에 대해 인지적인 판단을 반영하여 심리적인 건강을 위한 긍정적인 전제조건으로 간주(Suldo & Huebner, 2004, p.189)되기도 한다.
우울은 개인의 부정적인 내적요인으로 기분이 우울한 상태를 말하며 이러한 상태를 바탕으로 증상들이 증후군으로 발현되기도 하며, 심각한 경우에는 기능의 손상이 수반되기도 한다(Carlson & Garber, 1986). 우울은 물질 만능주의의 현대사회에서 복잡하고 경쟁의 정도에 따라 많이 발생하는 증상 중 하나이다. 이로 인해 가벼운 스트레스에서 유발되는 우울부터 증상이 심각해지고 지속기간이 길어져 결국 치료를 요하는 우울에 이르기까지 증상들이 다양하게 나타날 수 있다(장성화, 오은정, 2009, p.260). 생애주기적에 있어 청소년기는 발달적으로 많은 변화를 겪으며 심리적인 불안정을 겪을 가능성이 높고 이때 우울이 가장 높게 증가하다가 이후 성인기에 접어들면서 감소된다고 한다(Dekker, Ferdinand, Lang, Bongers, Ende & Verhulst, 2007).
정서적으로는 부모와 같은 주된 양육자에게 정서적 지지를 받지 못한 청소년들에게 부정적인 심리반응으로 나타날 수 있다(Kim & Cicchetti, 2006, pp.625-626). 이러한 반응은 우울을 갖고 있는 청소년들에게는 지속적인 부정적인 자아 신념 체계가 만들어지고 삶의 의미를 찾지 못하는 청소년으로 성장할 가능성이 있다(Gibb, Alloy, Abramson & Rose, et. al., 2001, pp.426-427). 특히 다문화청소년들은 문화적배경이 다른 부모를 통해 일관성이 결여된 지지를 받을 경우가 있을 것이다. 예를 들어 한국에서 자란 배경을 가진 부나 모에게는 자유롭게 사는 청소년에게 성실하지 못하고 규칙적이지 못하다고 비난을 받을 수 있지만 자유로움을 표방하는 나라에서 자라온 배경을 가진 부나 모에게서는 인정을 받을 수도 있기 때문이다. 부나 모의 다른 배경으로 양육의 방식이 다르기 때문에 다문화청소년들은 스트레스를 받을 수도 있을 것이다. 혹은 부모의 이중적 문화배경으로 갈등의 관계를 지니고 있다면 이러한 가정 속에 살고 있는 문화청소년들은 사회적 위축과 더불어 수반하는 현상들과 관계들로 인해 우울을 야기할 수 있을 것이다. 이상의 선행연구를 정리하면, 심리･정서적으로 우울이 큰 청소년들은 삶의 의미를 찾지 못하는 결과를 초래할 수 있다. 궁극적으로는 청소년 시기의 우울감은 삶의 만족에 큰 영향을 미치는 요인으로 나타났다고 볼 수 있다.
2. 다문화청소년의 사회적 위축과 삶의 만족도 관계
사회적 위축은 청소년들이 사회・정서적으로 사람들과의 관계를 가질 때 어려움을 표출하여 긴장 혹은 움츠러드는 등의 반응을 뜻한다(박기원, 2014, p.3). 더 나아가 새로운 사람을 만나거나 새로운 환경을 접했을 때 긴장하고 움츠러드는 반응으로 주위 사람들과 관계형성에 어려움을 갖는 것을 말한다(Rubin, Coplan & Bowker, 2009, p.141). 사회적 위축은 청소년기의 발달단계에 중요한 자아정체성 확립에 있어 부정적인 영향을 미치며 학교적응에 문제를 초래하고 전반적인 발달성장에 영향을 가져와 성인이 되어서도 사회에 나가 사회적 상황에 적절하게 대처할 능력을 갖지 못하는 양상과 사회 체계에 부적응하는 모습으로 나타난다(김미정, 염동문, 2012; 김금순, 김은미, 2015). 이러한 사회적 위축의 행동 문제가 지속될 경우 청소년은 수줍음, 소극성, 행동억제, 고립, 거절, 무시, 사회적 침묵 등의 행동을 가지며 성장하게 된다(Rubin, Coplan & Bowker, 2009, pp.144-150).
사회적 위축은 자기존중감하고도 밀접한 관련이 있어 자기존중감이 낮은 청소년은 다른 사람들의 눈치를 많이 보고, 상대방의 작은 거부신호에도 민감한 반응을 보여 수치심과 열등감으로 나타나 사회적 위축을 경험하게 된다(Gunnar & Quevedo, 2007; 박애리, 2014, p.401에서 재인용). 우울이 가정이나 개인적인 요인의 근거에서 유발된다면 사회적 위축은 다문화청소년들이 관계를 맺는 속에서 유발되는 요인이라고 볼 수 있다. 따라서 사회적 위축이 높은 다문화청소년은 학업에 대한 흥미도 낮고, 학교생활도 소극적인 태도로 지내며 선생님과 친구와의 관계에 있어서도 두려움을 갖게 될 것이다(정일영, 2016, p.96). 또한 사회적 위축은 선행연구에서도 우울의 예측요인이라는 연구 결과들로 증명이 되고 있다(김보영, 장은비, 2015; Boivin, Hymel & Bukowski, 1995; Rubin, Chen, McDougall, Bowker & McKinnon, 1995). 또한 가정적인 배경에 있어서 일부 다문화청소년은 Huebner(1991)가 제시한 것처럼 부모의 사회경제적 지위가 보통 평균보다는 낮은 위치에 있으며, 갖고 있는 배경이 개인 및 사회적 자원에 있어 부정적인 영향을 가져와 사회적 위축을 초래할 것으로 판단된다. 이렇게 형성된 사회적 위축은 개인적인 내면에 우울이나 낮은 자아존중감을 갖게 되며 전체적인 청소년기를 보내는데 위축성으로 인해 낮은 삶의 만족도를 가질 것이다.
3. 다문화청소년의 자아존중감과 삶의 만족도 관계
자아존중감이란 자신을 스스로 가치 있게 여기며 일반적으로 문제와 마주쳤을 때 중요한 요소로 작용을 하여 개인의 긍정적인 자아실현에 핵심적인 역할로 정서발달을 촉진시키는 요인이다(박지현, 윤혜미, 2017, p.155). 삶의 만족도는 주관적 삶의 질로 주관적인 안녕감이 높다는 것을 뜻한다(차경호, 2001, p.8). 주관적이고 개인적인 요인만큼 자신의 삶에 대해 얼마나 만족하는지에 주요한 요소인 자아존중감은 삶의 만족도에도 밀접한 관련이 있는 긍정적인 요인 중 하나이다. 중요한 변인인 만큼 이미 자아존중감에 영향을 미치는 변인으로 많은 연구가 진행되어 왔으며 자아존중감은 삶의 만족도와 정적인 상관관계가 있다고 밝혔다(Lucas, Diener & Suh, 1996, p.616). 청소년기의 자아존중감에는 부모나 또래, 교사와의 애착 수준, 학교생활의 적응, 자신감 등이 긍정적인 영향을 미치는 요인으로 나타났다(박미정, 유난숙, 2017, pp.79-80). 이 뿐 아니라 개인적인 요인으로는 외모만족도, 역량지각이 환경적 요인으로 친구와의 관계, 부모와의 갈등인지도가 영향을 미치는 것으로 나타났다(오수현, 2010, pp.59-60). 이렇게 갖게 된 높은 자아존중감은 청소년기의 긍정적인 자아를 형성하는 밑바탕이 되는 중요하고 기본이다.
따라서 높은 자아존중감은 긍정적이고 바람직한 정체감을 확립하게 하여 행동으로 이어져 자신이 있는 모습으로 적극적인 삶의 태도를 가질 것이다. 하지만 낮은 자아존중감을 가진 청소년은 불안과 억압을 통한 무기력과 우울의 증상들이 나타날 수도 있으며 소극적인 삶의 태도를 가질 것이다(이라엘, 조순점, 2018, p.88). 다양한 영역을 통해 형성되는 자아존중감은 청소년의 시기에 얼마나 낮아진 자아를 다시 회복할 수 있는 의지력과 사회적인 능력을 유발하기 위한 것(Copeland, Nelson & Traughber, 2010, p.26)으로 삶의 만족도에 있어서도 이렇게 형성된 자아존중감은 주요한 변인이 된다. 즉 다문화청소년의 삶의 만족도에는 자아존중감의 증진과 긍정적 학교적응, 부모와의 긍정적인 유대감 형성이 중요하며 자아존중감을 증진시킬 수 있는 방안의 중요성을 강조해야 한다(안선정, 이현철, 임지영, 2013, p.87).
4. 다문화청소년의 성취동기와 삶의 만족도 관계
Shaffer(1999, p.449)는 성취동기를 과제를 해결하려는 노력과 높은 성취기준을 달성하려는 자발적인 의지라고 하였다. 청소년들이 목적을 달성하고자 할 때 실패해도 비난을 받지 않고 오히려 칭찬과 지지, 격려를 받는다면 높은 성취동기를 획득한다(Burhans & Dweck, 1995, p.606). 성취동기가 높은 청소년은 자신감과 적절한 모험심을 가지며 성취만족을 기대하는 행동을 가진다. 하지만 낮은 성취동기는 즉각적인 만족을 주는 일을 좋아하며 실패에 대한 불안과 회피를 가진다(McClelled, 1963; Mehrabian, 1969; 이경남, 2006에서 재인용).
성취동기는 삶의 일부분에 영향을 미치는 요인으로 청소년들이 주로 생활을 보내는 학교생활에 있어 밀접한 영향을 준다. 더불어 또래관계와 교사관계는 청소년들의 성취동기에 영향이 있을 것으로 판단된다. 또한 청소년들의 스스로 갖는 긍정적인 평가 자체가 보상이 되어 높은 자아존중감을 형성하게 되어 이것이 성취동기의 밀접한 관련이 있는 요인이 되기도 한다(이경남, 2006, p.162). 선행연구에서는 성취동기와 자아존중감의 두 변인의 관련성을 분석하였는데 긍정적 자아존중감은 성취동기를 높이고, 부정적 자아존중감은 낮은 성취동기를 초래한다(홍성흔, 도현심, 2002, p.154). 따라서 성취동기를 높이기 위해서는 자아존중감을 먼저 높이는 것이 선행되어야 한다(윤남정, 신나나, 2014, p.161).
성취동기에는 부모의 양육태도가 영향을 받는데 부모가 자녀에게 높은 성취기준이나 기대를 보이면 자녀는 강한 성취동기를 갖게 된다. 성취동기가 높은 청소년들은 다양한 성취욕구를 통해 긍정적인 정서를 많이 갖게 되며, 이에 따라 삶의 만족도가 높게 나타날 것이다.
다문화청소년들은 이중적인 문화적배경을 가지고 있어 일관성이 없는 부모의 양육태도나 원활한 의사소통의 어려움으로 가정과 학교에서의 지지나, 격려 등의 피드백이 어려울 수도 있다. 이러한 경험으로 취득한 낮은 성취동기는 낮은 삶의 만족도를 가져올 것으로 여겨진다.
이상에서 살펴본 바와 같이, 다문화청소년들의 우울과 사회적 위축, 자아존중감과 성취동기, 삶의 만족도는 서로 밀접한 연관이 있는 것으로 판단된다. 하지만 삶의 만족도와 관련된 선행연구는 사회적 위축, 우울, 자아존중감, 성취동기 등 영향을 미치는 요인으로써 하나의 변인으로써 다루어진 경우가 많고 종단적인 연구가 부족하다. 따라서 본 연구는 다문화청소년들의 사회적 위축과 우울, 자아존중감, 성취동기라는 변인이 삶의 만족도와 시계열추이에 따라 어떠한 변화를 가지고 있는지 탐색해보고자 한다. 이를 통해 다문화청소년에 대한 사회적 위축, 우울, 자아존중감, 성취동기에 대해 효율적인 개입 방안을 마련하여 다문화청소년들의 삶의 만족을 향상시키고자 한다.
III. 연구 방법
1. 연구 대상 및 연구 방법
본 연구의 데이터는 한국청소년정책연구원(NYPI)에서 2011년을 기준으로 총 7차까지 초등학교 4학년에 재학 중인 다문화청소년들을 대상으로 구축된 패널이다. 총 표본의 크기는 1,600명으로 표본오차는 95%, 신뢰수준에서 2.5%p 수준을 가졌다. 청소년기의 시기에서 11~16세 대상으로 삶의 만족은 감소추세이지만(Goldbeck et al., 2007), 이현철, 최성보(2012)는 중학교에서 고등학교로 이어지는 삶의 만족도의 변화 양상이 중학생에 해당하는 단계는 삶의 만족도가 감소하는 시기이며 다시 고등학교로 진학하면 증가한다고 한다(정윤화, 봉초운, 홍세희, 2018, pp.184-185). 따라서 본 연구에서는 삶의 만족이 가장 낮은 시기인 중학생을 대상으로 삶의 만족에 영향을 미치는 변인들을 구체적으로 살펴보고 하였다. 이에 이미 구축된 패널 중 중학교 1~3학년의 시기인 2015~2017년도(4~6차)까지의 패널2)을 선택하였다.
본 연구를 위해 빈도분석 등의 단계를 거쳐 이상치와 주요 변수들 측정의 결측값을 가진 대상자를 제거하여 사용된 표본의 크기는 1,120명으로 확정되었다.
우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기, 삶의 만족도의 관련성을 알아보기 위하여 각 변이에 있어 변화와 관련성을 추정할 수 있는 잠재성장모형(Latent Growth Modeling, LGM)을 적용하였다. 본 연구에서는 잠재성장모형의 분석을 위해 IBM SPSS Amos 26을 사용하였으며, 모형의 추정 방법으로 최대우도법(maximum likehood, ML)을 이용하였다. 모형의 평가를 위하여 수집된 자료와 연구모델의 부합정도를 절대적으로 평가하는 절대 적합도 지수인 RMSEA와 구조방정식 모델과 변수 간 상관을 설정하지 않은 모델을 비교하여 얼마나 정확하게 측정되었는지를 나타내는 증분적합도 지수인 CFI, IFI 를 통해 모형의 적합도를 살폈다.
2. 연구가설 및 연구모형
본 연구는 종단연구를 통해 다문화청소년들의 우울과 사회적 위축이 어떻게 삶의 만족도에 영향을 미치는지 자아존중감과 성취동기를 매개로 하여 파악하고자 한다. 본 연구에서는 다문화청소년들의 삶의 만족도에 있어 우울과 사회적 위축이 있어도 자아존중감과 성취동기가 있다면 유의미한 영향을 미칠 것으로 보았다. 이에 본 연구에서는 다문화청소년들의 우울과 사회적 위축이 자아존중감과 성취동기에 어떠한 영향을 미쳤으며, 다문화청소년들의 자아존중감과 성취동기가 삶의 만족도에 어떠한 영향을 미쳤는지 알아보았다. 본 연구에서 도출한 연구가설과 연구모형은 다음과 같다(그림 1).
연구가설 1. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 종단적인 시간의 경과에 따라 개인적인 차이가 있을 것이다.
연구가설 2. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축은 자아존중감, 성취동기에 영향을 미칠 것이다.
연구가설 3. 다문화청소년들의 자아존중감과 성취동기는 삶의 만족도에 매개효과를 가질 것이다.
연구가설 4. 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 삶의 만족도에 시간이 흐름에 따라 영향력이 있는 변인일 것이다.
3. 측정도구
전체 주요 변수들의 확인적요인분석을 실시한 결과 χ2(80, N = 1,120) = 1598.014, p<.001, CFI = .797, IFI = .797, RMSEA = .130로 나타났다. 집중타당성의 확보에 대한 기준은 특별히 없지만 사회연구조사에서는 .5를 기준으로 집중타당성을 확인하는데, 각 구성개념이 .61~.77의 높은 수치를 보여 집중타당성이 확인되었다.
가. 삶의 만족도
본 연구에서 사용한 삶의 만족도는 김신영 외(2006)의 것을 인용한 김지경 외(2010)의 측정도구를 사용하였으며, ‘사는 것이 즐겁다’, ‘걱정거리가 별로 없다’, ‘나의 삶이 행복하다’로 행복함 정도와 관련된 항목으로 3문항으로 구성되었다. 척도는 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’로 4점 척도까지 구성되어 있으며 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높은 것을 의미한다. Chronbach’s α값이 .859로 내적일관성이 있는 것으로 나타났다.
나. 우울
우울은 김광일, 김재환, 원호택(1984)의 간이정신진담검사 13문항 중 3문항을 제외하고 수정･보완한 이경상 외(2011)의 측정도구를 사용하였다. 우울은 ‘나는 기운이 별로 없다’, ‘나는 불행하다고 생각하거나 슬퍼하고 우울해한다’, ‘나는 걱정이 많다’, ‘나는 죽고 싶은 생각이 든다’, ‘나는 울기를 잘 한다’, ‘나는 어떤 일이 잘못되었을 때 나 때문이라는 생각을 자주한다’, ‘나는 외롭다’, ‘나는 모든일에 관심과 흥미가 없다’, ‘나는 장래가 희망적이지 않은 것 같다’, ‘나는 모든일이 힘들다’ 우울함 정도와 관련된 항목으로 총 10문항이며 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’로 4점 척도까지 구성되어 있다. 이는 점수가 높을수록 우울함이 높은 것을 의미한다. Chronbach’s α값이 .913으로 내적일관성이 있는 것으로 나타났다.
다. 사회적 위축
사회적 위축 척도는 김선희, 김경연(1998)것을 수정·보완한 이경상 외(2011)의 것을 사용하였다. 사회적 위축은 ‘나는 주위에 사람들이 많으면 어색하다’, ‘나는 부끄럼을 많이 탄다’, ‘나는 다른 사람에게 내 의견을 분명하게 말하기 어렵다’, ‘나는 수줍어한다’, ‘나는 사람들 앞에 나서기를 싫어한다’로 총 5문항이며 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’로 4점 척도까지 구성되어 있다. 이는 점수가 높을수록 사회적 위축이 높다. Chronbach’s α값이 .909로 내적일관성이 있는 것으로 나타났다.
라. 자아존중감
자아존중감의 척도는 Coopersmith(1967)가 개발한 자아개념 척도 중 박난숙, 오경자(1992)가 번안하여 재사용한 16문항 중 자아존중감과 관련한 4문항이다. 4문항은 ‘나는 내자신이 자랑스럽다’, ‘나는 내 자신을 소중하게 생각한다’, ‘나는 학급임원(반장, 부반장)이 될 자격이 있다고 생각한다’, ‘나는 앞으로 휼륭한 사람이 될 것이다’ 을 발췌하였으며 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’로 4점 척도까지 구성되어 있다. 이 역시 점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. Chronbach’s α값이 .825으로 내적 일관성이 있는 것으로 나타났다.
마. 성취동기
성취동기는 Yu & Yang(1994)이 발췌하고 수정·보완한 척도를 사용하여 측정하고 있다. 성취동기는 ‘나는 내가 세운학습 목표를 이루기 위해 노력한다’, ‘나는 내가 좋아하는 일을 잘하기 위해 끝까지 노력한다’, ‘나는 내가 가치 있다고 생각하는 일에 대해 최선을 다한다’, ‘나는 나 스스로 학습목표를 결정한다’, ‘나는 스스로 정한 목표를 향해 나아가는 것을 좋아한다’, ‘내가 관심 있는 일을 시도하는 것을 즐긴다’, ‘나는 내 자신이 만족할 때까지 노력한다’, ‘나는 가족이나 주위 사람의 기대보다는 내가 원하는 대로 일을 추진한다’이다. 총 8문항으로 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’로 4점 척도까지 구성되어 있다. 이 역시 점수가 높을수록 성취동기가 높은 것을 의미한다. Chronbach’s α값이 .884로 내적일관성이 있는 것으로 나타났다.
IV. 연구 결과
1. 다문화청소년의 인구사회학적 특성
다문화청소년의 인구사회학적 특성은 4차년을 기준3)으로 대체 표본율이 적었으며, 거의 응답자가 동일한 표본을 구성하고 있는 것을 확인하여 4차를 기준으로 살펴보았으며 그 결과는 다음과 같다. 남학생이 562명(50.2%), 여학생이 556(49.8%)로 비슷한 분포를 가지고 있으며 연령은 만 13세가 기준으로 1,006명(90%)로 가장 많았으나 학년이 중학교 1학년이라는 것에 공통성을 가지고 있다.
표 1.
다문화청소년의 인구사회학적 특성 (N=1,120명)
| 변인 | 구분 | 빈도수 | 백분율(%) | |
|---|---|---|---|---|
| 성별 | 남 | 562 | 50.2 | |
| 여 | 558 | 49.8 | ||
| 연령 | 12세 | 76 | 6.8 | |
| 13세 | 1008 | 90 | ||
| 14세 | 30 | 2.7 | ||
| 15세 | 5 | 0.4 | ||
| 16세 | 1 | 0.1 | ||
| 거주 지역 | 서울 | 116 | 10.4 | |
| 경인(경기도 + 인천) | 288 | 25.7 | ||
| 충청 및 강원 | 221 | 19.7 | ||
| 경상 | 258 | 23 | ||
| 전라 및 제주 | 237 | 21.2 |
2. 요인별 시간 흐름에 따른 변화 및 상관분석 결과
본 연구에서는 다문화청소년의 삶의 만족도에 우울과 사회적 위축, 자아존중감과 성취동기가 시간의 추이에 따라 어떻게 변화하는지를 탐색하였다. 먼저 평균값을 통해 각 시점에서 측정한 변인들의 변화를 알아보았다. 시점별 변인의 평균과 표준편차는 다음과 같다. 삶의 만족도는 4차(M = 3.29, SD = .54)에 비해 5차(M = 3.21, SD = .59)가 조금 감소하였으며, 6차(M = 3.12, SD = .54)까지 감소하는 형태를 보였다. 즉 다문화청소년은 학년이 올라가면서 삶의 만족도가 감소하였다. 우울은 4차(M = 1.59, SD = .50)에 비해 5차(M = 1.64, SD = .50)에서 조금 증가하였으며 6차(M = 1.66, SD = .50)에서는 조금 더 증가한 형태로 나타났다. 사회적 위축은 4차(M = 2.22, SD = .73)에 비해 5차(M = 2.30, SD = .73)가 조금 증가하였다가 6차(M = 2.28, SD = .72)에서 다시 조금 감소하는 추이를 보였지만 4차보다는 조금 높았다. 자아존중감은 4차(M = 3.26, SD = .50)에 비해 5차(M = 3.25, SD = .49)가 조금 감소하였으며, 6차(M = 3.21, SD = .52)에서도 감소하는 추세를 보였다. 이는 자아존중감이 학년이 올라가면서 감소하는 것을 의미한다. 이와는 반대로 성취동기는 오히려 4차(M = 3.11, SD = .41)에 비해 5차(M = 3.12, SD = .38)가 조금 증가하였다가 6차(M = 3.13, SD = .41)에서도 증가하는 형태를 보인 것을 보았을 때 학년이 올라가면서 성취동기는 증가하는 것을 알 수 있다.
표 2.
주요변인들의 시간추이에 따른 평균값
| 4차 | 5차 | 6차 | |
|---|---|---|---|
| 평균(표준편차) | 평균(표준편차) | 평균(표준편차) | |
| 삶의 만족도 | 3.29(.54) | 3.21(.59) | 3.12(.54) |
| 우울 | 1.59(.50) | 1.64(.50) | 1.66(.50) |
| 사회적 위축 | 2.22(.73) | 2.30(.73) | 2.28(.72) |
| 자아존중감 | 3.26(.50) | 3.25(.49) | 3.21(.52) |
| 성취동기 | 3.11(.41) | 3.12(.38) | 3.13(.41) |
전체적으로 살펴보면 다문화청소년들의 부정적인 요인으로 간주되는 사회적 위축과 우울의 경우 우울은 다소 낮은 수준의 평균을 보여 점수가 낮을수록 심각한 정도는 낮은 수준인 것을 알 수 있다. 다만, 사회적 위축이 우울보다는 높은 평균을 가지는 것으로 나타나 이 시기의 중학생들이 우울보다는 사회적 위축에 더 많은 부정적인 심리적 요인을 갖는 것을 추측할 수 있다. 긍정적인 요인인 자아존중감과 성취동기 요인을 비교하여 보면 성취동기보다 자아존중감이 낮았지만 성취동기는 0.01점씩 시간 추이에 따라 증가하였지만, 자아존중감은 오히려 감소하였다. 기술통계치를 분석하여 왜도와 첨도를 확인한 결과 두 통계량의 절대값이 4차에서 6차까지 왜도는 -.182~.666과 첨도는 -.921~.033으로 나타나 각각 2와 4를 넘지 않아4) 정규분포를 가정할 수 있었다. 다문화청소년의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기 간의 상관관계를 분석한 결과 전체적으로 모든 변인들이 다 p<.001 수준에서 r = -.634 ~ .563 에서 통계적으로 유의미한 관계를 가지는 것으로 나타났다(표 3).
표 3.
주요 변인들의 시간추이에 따른 기술통계 및 상관분석
| 삶의 만족도4 | 우울4 | 사회적 위축4 | 자아존중감4 | 성취동기4 | 삶의 만족도5 | 우울5 | 사회적 위축5 | 자아존중감5 | 성취동기5 | 삶의 만족도6 | 우울6 | 사회적 위축6 | 자아존중감6 | 성취동기6 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 삶의 만족도4 | 1 | ||||||||||||||
| 우울4 | -.589** | 1 | |||||||||||||
| 사회적 위축4 | -.297** | .463** | 1 | ||||||||||||
| 자아존중감4 | .534** | -.447** | -.320** | 1 | |||||||||||
| 성취동기4 | .346** | -.319** | -.291** | .493** | 1 | ||||||||||
| 삶의 만족도5 | .480** | -.352** | -.173** | .311** | .192** | 1 | |||||||||
| 우울5 | -.398** | .483** | .283** | -.313** | -.238** | -.634** | 1 | ||||||||
| 사회적 위축5 | -.202** | .287** | .560** | -.258** | -.227** | -.307** | .453** | 1 | |||||||
| 자아존중감5 | .398** | -.354** | -.253** | .501** | .317** | .552** | -.478** | -.343** | 1 | ||||||
| 성취동기5 | .269** | -.233** | -.221** | .297** | .469** | .338** | -.313** | -.254** | .526** | 1 | |||||
| 삶의 만족도6 | .381** | -.285** | -.134** | .290** | .223** | .523** | -.417** | -.213** | .383** | .270** | 1 | ||||
| 우울6 | -.336** | .435** | .266** | -.278** | -.197** | -.411** | .516** | .314** | -.341** | -.244** | -.551** | 1 | |||
| 사회적 위축6 | -.158** | .271** | .474** | -.234** | -.208** | -.177** | .270** | .546** | -.258** | -.231** | -.237** | .488** | 1 | ||
| 자아존중감6 | .345** | -.274** | -.221** | .470** | .312** | .409** | -.364** | -.304** | .563** | .376** | .524** | -.428** | -.333** | 1 | |
| 성취동기6 | .227** | -.226** | -.197** | .277** | .356** | .246** | -.244** | -.203** | .348** | .479** | .395** | -.328** | -.267** | .548** | 1 |
| 평균 | 3.288 | 1.585 | 2.218 | 3.263 | 3.113 | 3.208 | 1.635 | 2.301 | 3.252 | 3.119 | 3.122 | 1.660 | 2.283 | 3.209 | 3.125 |
| 표준편차 | .542 | .502 | .727 | .502 | .405 | .585 | .496 | .726 | .494 | .384 | .540 | .502 | .719 | .515 | .411 |
| 왜도 | -.062 | .475 | -.163 | -.054 | .666 | -.160 | .310 | -.182 | .046 | .702 | .243 | .259 | -.117 | .077 | .457 |
| 첨도 | -.921 | -.774 | -.673 | -.660 | -.147 | -.498 | -.895 | -.540 | -.890 | .033 | -.727 | -.894 | -.507 | -.741 | -.034 |
주: **. 상관계수는 0.01 수준(양쪽)에서 유의함
3. 요인별 분석모형
우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기, 삶의 만족도의 각 요인의 세 시점의 평균 변화를 바탕으로 평균을 검토하고, 적절한 변화 함수를 사용하여 무변화모형과 변화모형의 적합도를 비교하였다. 세 시점에서 변화가 일관성 있게 증감하는 경우 선형모형을 적용하며, 증가-감소, 감소-증가의 형태를 보이는 경우 무변화모형을 적용한다. 체계적인 변화추이를 보이지 않고 시점마다 발생하는 변화는 무선오차로 간주한다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p.378).
각 요인의 무변화모형과 선형변화모형의 초기치의 평균과 분산, 모형의 적합도, 그리고 변화율의 평균과 분산을 <표 4>에 제시하였다.
표 4.
요인별 분석모형 적합도와 모형에 대한 결과(N=1,120)
| χ2 | df | p | TLI5) | RMSEA6) | 평균 | 분산 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 초기치 | 변화율 | 초기치 | 변화율 | |||||||
| 삶의 만족도 | 무변화 | 127.519 | 4 | .000 | .864 | .166 | 3.204*** | .141*** | ||
| 선형변화 | .035 | 1 | .851 | 1.004 | .000 | 3.227*** | -.088*** | .206*** | .037*** | |
| 우울 | 무변화 | 29.639 | 4 | .000 | .973 | .076 | 1.628*** | .120*** | ||
| 선형변화 | 1.097 | 1 | .295 | 1.000 | .009 | 1.589*** | .037*** | .131*** | .015* | |
| 사회적 위축 | 무변화 | 28.419 | 4 | .000 | .979 | .074 | 2.270*** | .278*** | ||
| 선형변화 | 8.669 | 1 | .003 | .974 | .083 | 2.232*** | .033** | .342*** | .042*** | |
| 자아 존중감 | 무변화 | 24.114 | 4 | .000 | .982 | .067 | 3.242*** | .130*** | ||
| 선형변화 | 1.687 | 1 | .194 | .998 | .025 | 3.269*** | -.028*** | .127*** | .012 | |
| 성취 동기 | 무변화 | 12.963 | 4 | .011 | .989 | .045 | 3.119*** | .071*** | ||
| 선형변화 | .000 | 1 | 1.000 | 1.005 | .000 | 3.113*** | .006 | .086*** | .015*** | |
주: * p<.05 **p<.01 ***p<.001
세 시점에서 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기 그리고 삶의 만족도를 제외하고는 무변화모형에 적용시킨 결과 모형의 적합도가 괜찮았으며, 선형변화모형에 적용시킨 결과 모든 요인의 모형 적합도가 매우 바람직한 수준으로 나타났다. 이를 통해 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기, 삶의 만족도는 시간의 경과에 따라 통계적으로 유의미하게 변화하는 것을 알 수 있다.
<표 4>를 살펴보면 세 시점에서의 삶의 만족도, 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기를 무변화모형과 선형변화모형을 적용시킨 결과 만족도가 모두 좋게 나타났다. 하지만 무변화모형보다 선형변화모형의 적합도가 조금 더 증가한 것을 볼 수 있다. 삶의 만족도의 예측평균은 3.227로 나타났으며, 6차로 시간 추이가 증가할 때 삶의 만족도의 변화율은 -.088로 점점 감소하고 있는 것으로 나타났다. 우울은 예측평균이 1.589로 나타났으며, 6 차까지 우울의 변화율이 .037로 점점 증가하고 있는 것으로 나타났으며, 사회적 위축은 예측평균이 2.232, 변화율은 .033으로 나타나 시간의 흐름에 따라 사회적 위축이 증가하고 있는 것으로 나타났다. 자아존중감은 예측평균이 3.269, 변화율이 -.028로 시간의 추이에 따라 점점 낮아지는 것으로 나타났으며, 성취동기는 예측평균이 3.113, 변화율이 .006으로 시간의 흐름에 따라 점점 증가하는 것으로 나타났다. 즉 우울, 사회적 위축, 자아존중감 그리고 삶의 만족도의 초기치와 변화율에 개인차가 존재하는 것을 알 수 있다. 하지만 자아존중감은 개인의 차이에 분산 변화율이 성취동기는 개인의 차이에 평균변화율이 없는 것으로 나타났다.
4. 다변량 잠재성장모형을 통한 효과 검증
본 연구의 각 변인 간의 인과관계를 설정하여 분석한 결과는 다음과 같다. <표 5>를 통해 잠재성장모형의 적합도는 χ2(58, N=1,120) = 572.375, p<.001, CFI = .931, IFI= .931, RMSEA= .089 로 나타나 적합도가 바람직하게 나타났다.
<표 6>에서 잠재성장모형을 추정한 경로계수의 유의성을 살펴본 결과는 다음과 같다.
표 6.
최종모형의 모수추정치
| 모수 | B | S.E. | β | C.R. | P | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 우울_초기 | → | 자아존중감_초기 | -0.611 | 0.057 | -0.633 | -10.771 | *** |
| 우울_초기 | → | 자아존중감_변화 | -0.277 | 0.074 | -0.631 | -3.73 | *** |
| 우울_초기 | → | 성취동기_초기 | -0.303 | 0.047 | -0.403 | -6.482 | *** |
| 우울_초기 | → | 성취동기_변화 | -0.228 | 0.052 | -0.577 | -4.374 | *** |
| 우울_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | -0.424 | 0.092 | -0.372 | -4.626 | *** |
| 우울_초기 | → | 삶의 만족도_변화 | -0.107 | 0.616 | -0.208 | -0.173 | 0.862 |
| 우울_변화 | → | 자아존중감_변화 | -1.355 | 0.203 | -0.548 | -6.687 | *** |
| 우울_변화 | → | 성취동기_변화 | -0.938 | 0.116 | -0.421 | -8.112 | *** |
| 우울_변화 | → | 삶의 만족도_변화 | 0.034 | 2.542 | 0.012 | 0.013 | 0.989 |
| 사회적 위축_초기 | → | 자아존중감_초기 | -0.113 | 0.038 | -0.16 | -2.994 | 0.003 |
| 사회적 위축_초기 | → | 자아존중감_변화 | 0.117 | 0.047 | 0.363 | 2.465 | 0.014 |
| 사회적 위축_초기 | → | 성취동기_초기 | -0.127 | 0.032 | -0.231 | -4.003 | *** |
| 사회적 위축_초기 | → | 성취동기_변화 | 0.116 | 0.034 | 0.401 | 3.408 | *** |
| 사회적 위축_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | 0.174 | 0.042 | 0.208 | 4.173 | *** |
| 사회적 위축_초기 | → | 삶의 만족도_변화 | -0.007 | 0.198 | -0.018 | -0.033 | 0.973 |
| 사회적 위축_변화 | → | 자아존중감_변화 | -0.493 | 0.117 | -0.432 | -4.2 | *** |
| 사회적 위축_변화 | → | 성취동기_변화 | -0.271 | 0.08 | -0.298 | -3.383 | *** |
| 사회적 위축_변화 | → | 삶의 만족도_변화 | 0.165 | 0.928 | 0.197 | 0.178 | 0.859 |
| 성취동기_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | 0.194 | 0.079 | 0.128 | 2.468 | 0.014 |
| 성취동기_초기 | → | 삶의 만족도_변화 | -0.197 | 0.096 | -0.289 | -2.053 | 0.04 |
| 성취동기_변화 | → | 삶의 만족도_변화 | -0.588 | 0.419 | -0.454 | -1.401 | 0.161 |
| 자아존중감_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | 0.749 | 0.087 | 0.633 | 8.564 | *** |
| 자아존중감_초기 | → | 삶의 만족도_변화 | -0.134 | 0.205 | -0.252 | -0.652 | 0.514 |
| 자아존중감_변화 | → | 삶의 만족도_변화 | 1.465 | 2.094 | 1.255 | 0.7 | 0.484 |
주: * p<.05 **p<.01 ***p<.001
첫째, 다문화청소년의 우울초기치는 자아존중감의 초기치에 통계적으로 유의한 부(-)적 영향을 미쳤다(β = -.633, p < .001). 또한 우울 초기치는 자아존중감의 변화율에도 통계적으로 부(-)적 영향을 미쳤다(β = -.631, p < .001). 즉 다문화 청소년들의 초기 우울이 높을수록 자아존중감이 낮아지며, 초기 우울이 자아존중감의 시간 추이에 따라 낮아지는 영향이 있는 것을 알 수 있다.
둘째, 우울 초기치는 성취동기 초기치(β = -.403, p < .001)와 성취동기 변화율(β = -.577, p < .001)에도 통계적으로 유의미한 부(-)적 영향을 미쳤다. 즉, 다문화청소년들의 초기 우울이 높을수록 성취동기가 낮아지며, 초기우울이 높을수록 시간 추이에 따라 성취동기가 낮아지는 것을 알 수 있다.
셋째, 우울 변화율이 자아존중감 변화율(β = -.548, p < .001)과 성취동기 변화율(β = -.421, p < .001)에 통계적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 우울이 시간의 추이에 따라 낮아지면 자아존중감과 성취동기에도 학년 추이에 따라 낮아지는 것을 의미한다.
넷째, 사회적 위축 초기치는 자아존중감 초기치(β = -.160, p < .01)에 통계적으로 부(-)적 영향을 미쳤으며, 자아존중감 변화율(β = .363, p < .05)에는 정적(+) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 초기 사회적 위축이 높을수록 자아존중감은 낮아지며, 시간적 추이에 따라서는 자아존중감이 높아지는 것을 의미한다.
다섯째, 사회적 위축 초기치는 성취동기 초기치에는 통계적으로 부(-)적 영향을 미쳤으며(β = -.231, p < .001), 성취동기 변화율에는 정적(+)인 영향을 미쳤다(β = .401, p < .001). 이는 사회적 위축 초기치가 높아지면 처음 성취동기는 낮아지며, 시간적 추이에 따라서는 성취동기가 높아지는 것을 의미한다.
여섯째, 사회적 위축 변화율에 따라 자아존중감 변화율(β = -.432, p < .001) 과 성취동기 변화율(β = -.298, p < .001) 에도 통계적으로 모두 유의미한 부(-)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 사회적 위축이 시간적 추이에 따라 높아지면 자아존중감과 성취동기도 시간적 추이에 따라 낮아진다는 것을 뜻한다.
일곱째, 자아존중감 초기치는 삶의 만족도 초기치에 정(+)적 영향(β = .633, p < .001)을 미치지만, 자아존중감 초기치와 자아존중감 변화율은 삶의 만족도 변화율에는 통계적으로 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉 자아존중감이 높아지면 삶의 만족도가 높아졌다. 하지만 각 요인들의 시간추이에 따른 변화율에 있어서는 통계적으로 유의미한 영향이 없는 것으로 나타났다.
여덟째, 성취동기 초기치는 삶의 만족도 초기치에 정(+)적 영향(β = .128, p < .05) 을 미치고 삶의 만족도 변화율에 부(-)적 영향(β = -.289, p < .05)을 미치지만, 성취동기 변화율은 삶의 만족도 변화율에는 통계적으로 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉 성취동기가 높아지면 삶의 만족도 초기치가 높아졌다. 하지만 성취동기의 초기치가 높아지면 삶의 만족도의 시간추이에 따른 변화율에 있어서는 낮은 수준의 모습을 갖는 것을 알 수 있다. 최종연구모형은 다음과 같다.
본 잠재성장모형의 주요변인인 자아존중감과 성취동기의 매개효과는 다음과 같다. 우울과 사회적 위축이 삶의 만족도에 치니는 영향에 대해 자아존중감과 성취동기에 대한 분석을 진행하였다. 또한 전체 매개효과에 대한 1,000번의 Bootstraping 검증을 실시하여 유의미한 간접효과를 선별하여 다음과 같이 표로 제시하였다
표 7.
최종모형 매개효과
| 구조경로 | 직접효과 | 간접효과 | 전체효과 | 95% 신뢰구간 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| LLCI | ULCI | ||||||||
| 우울_초기 | → | 자아존중감_초기, 성취동기_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | -.372 | -.452** | -.824 | -.697 | -.358 |
| 사회적 위축_초기 | → | 자아존중감_초기, 성취동기_초기 | → | 삶의 만족도_초기 | .208 | -.131* | .077 | -.227 | -.019 |
주: * p<.05 **p<.01 ***p<.001
+ boot LLCI= boot 간접효과의 95% 신뢰구간 내에서의 하한값
+ boot ULCI= boot 간접효과의 95% 신뢰구간 내에서의 상한값
앞선 경로계수에서 유의미한 영향을 보인 우울초기치가 삶의 만족도 초기에 미치는 직접적인 효과는 β = -.372로 나타났으며, 간접효과는 β = -.452로 나타나 전체효과는 β = -.824로 나타났다. 이는 통계적으로 p<.01의 수준에서 유의미하였다. 사회적 위축 초기도 삶의 만족도 초기에 미치는 직접적 효과는 β = .208, 간접효과는 β = -.131, 전체효과는 β = .077로 나타났으며 통계적으로 p<.05 수준에서 유의미하게 나타나 자아존중감과 성취동기 초기치가 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 하지만 시간추이에 따른 변화율에 있어서는 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타나 시간의 변화에는 매개효과가 없는 것으로 나타났다
따라서 중학교 1학년 때 발생되는 우울과 사회적 위축이 삶의 만족도에 영향을 미치는데 이때 자아존중감과 성취동기가 중요한 매개를 해주는 변인임을 알 수 있었다. 위의 연구 결과를 바탕으로 연구가설의 채택 여부를 나타내면 다음과 같다.
표 8.
연구가설의 채택 여부
| 구분 | 가설 | 채택 여부 |
|---|---|---|
| 연구가설 1 | 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 종단적인 시간의 경과에 따라 개인적인 차이가 있을 것이다. | 일부 채택 |
| 연구가설 2 | 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축은 자아존중감, 성취동기에 영향을 미칠 것이다. | 일부 채택 |
| 연구가설 3 | 다문화청소년들의 자아존중감과 성취동기는 삶의 만족도에 매개효과를 가질 것이다. | 일부 채택 |
| 연구가설 4 | 다문화청소년들의 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기는 삶의 만족도에 시간이 흐름에 따라 영향력이 있는 변인일 것이다. | 일부 채택 |
V. 결론
본 연구는 초등의 시기를 지나 청소년기에 막 접어드는 중학생에 해당하는 이 시기에 삶의 만족도가 감소한다는 선행연구(이현철, 최성보, 2012)를 바탕으로 중학교 1~3학년의 다문화청소년의 삶의 만족도를 살펴보고자 하였다. 이를 위해 청소년기에 삶의 만족도에 영향을 미칠 수 있는 부정과 긍정의 내적요인으로 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기를 잠재변수로 활용하여 다변량 잠재성장모형을 통해 종단적인 영향관계를 분석하였다.
본 연구 결과에서 가장 중요한 것은 중학생 시기의 삶의 만족도에 중학교 1학년 때 갖는 우울, 사회적 위축, 자아존중감, 성취동기가 주요한 변인인 것이 확인됨으로써 초등학교를 마치고 중학교 문턱에 막 들어섰을 때 이들에 대한 깊은 관심이 필요하다는 것이다. 결과가 보여주듯이 다문화청소년들의 중학교 1학년 시기에 갖는 우울과 사회적 위축은 중학교 1학년 시기의 자아존중감과 성취동기에 영향을 미쳐 우울과 사회적 위축이 높아지면 자아존중감과 성취동기가 낮아지는 것을 알 수 있다. 또한 중학교 학년이 올라갈수록 1학년 때 갖는 우울과 사회적 위축이 중학교 3학년이 되는 시간추이에 있어서도 자아존중감과 성취동기가 낮아지는 변화율을 보였다. 더불어 학년이 올라가면서 낮아지는 우울과 사회적 위축도 점차 자아존중감과 성취동기를 낮추고 있는 것을 알 수 있다.
다문화청소년들의 중학교 1학년 시기의 삶의 만족도는 1학년 시기에 갖는 우울이 높아지면 삶의 만족도가 낮아지는 것으로 나타났지만 1학년 때 갖는 사회적 위축은 높아지면 오히려 삶의 만족이 높아지는 것으로 나타났다. 이는 1학년 때 이미 가졌던 부끄럽고 수줍은 행동 등이 성장하면서 나름의 강화된 모습으로 긍정적인 형태로 발현되어 삶의 만족이 높아지는 현상으로 보일 수 있지만 사회적 위축의 시간추이는 삶의 만족도 추이에는 영향을 미치지 않는 것으로 보아 학년이 올라갈수록 사회적 위축의 변인은 삶의 만족에 그다지 중요한 변인은 아닌 것으로 분석된다. 또한 1학년 때 자아존중감과 성취동기가 높으면 삶의 만족도도 높아지는 것으로 나타났다. 학년이 올라갈수록 자아존중감이 높아지면 삶의 만족도도 높아지는 것으로 나타났다.
삶의 만족도 초기에는 궁극적으로는 자아존중감 초기치와 성취동기 초기치가 매개효과를 가져오는 변인으로 중학교 1학년 때 갖는 삶의 만족에 우울과 사회적 위축이 높더라도 자아존중감과 성취동기를 높게 가진다면 삶의 만족도가 높아지는 것을 알 수 있었다. 연구 결과를 바탕으로 다음과 같은 제언을 한다.
첫째, 다문화청소년들의 중학교 1학년에 갖는 높은 우울과 사회적 위축은 낮은 자아존중감과 성취동기를 유발한다. 또한 1학년 때 갖는 이 부정적인 우울과 사회적 위축이 학년이 올라가도 지속적으로 높아지면 이는 결과적으로 낮은 자아존중감과 성취동기의 변화율에도 영향을 미친다. 따라서 다문화청소년들이 학교생활의 시간에서 대부분의 삶을 보내기 때문에 부정적인 심리요인인 사회적 위축과 우울을 감소시키기 위해 먼저는 교육적인 서비스가 학교생활만족이 높아질 수 있는 환경적, 교육적 서비스 제공이 이루어져야 할 것이다. 예를 들면, 중학교 1학년부터 자신감을 높일 수 있는 프로그램 제공과 다른 사람 앞에서 어색하고 부끄럼을 많이 타며 수줍어하는 것을 고칠 수 있도록 팀별로 활동하여 교사, 교우관계에 자신감을 얻을 수 있는 프로젝트 수업 진행이 필요하다. 또한 발표를 통해 긍정적이고 칭찬의 강화가 동반되어 진다면 이것이 자연스럽게 성취동기 유발에도 도움이 될 것이다.
둘째, 중학교 1학년 시기에 갖는 우울은 삶의 만족도가 낮아지는 주요 원인으로 나타난바 이를 낮추는 경험을 제공할 필요가 있다. 청소년기의 우울은 호르몬의 불균형으로 인한 발달단계에서 나타날 수 있는 하나의 과정일수도 있지만 이를 방치하면 큰 문제가 발생되기 때문에 이를 예방하는 차원이 중요하다. 먼저는 가정에서는 부모와 학교에서는 선생님들의 정서적 지지가 중요할 것으로 여겨진다. 다음으로는 학교에서 보내는 시간이 가장 많기 때문에 교우관계에서의 긍정적인 경험과 많은 교우관계의 형성은 우울을 예방할 수 있는 계기가 될 것이다. 이를 위해 또래관계 증진 프로그램을 제공하여 교우관계를 넓히고 질을 높일 수 있다. 만약 학교에서 진행하기 어려우면 교사들은 지역사회에서 이들을 위한 다양한 상담센터나 활동할 수 있는 청소년 대상 기관들을 연계하여 서비스를 제공받을 수 있도록 연계지원이나 정보공유 등을 접할 수 있도록 해주어야 한다.
셋째, 자아존중감이 삶의 만족도에 직접적이며 간접적인 영향을 미치는 것을 볼 때 다문화청소년들이 자아존중감을 향상시킬 수 있는 심리적 적응을 돕는 상담과 더불어 다양한 활동과 프로그램을 통해 삶의 만족도를 높일 수 있도록 해야 한다(한아름, 2018, p.18). 현재 청소년의 정책의 흐름이 영역별 예산을 살펴보면 사회통합, 위기청소년지원, 교육, 고용, 여가 활동의 순으로 지원되어 위기청소년지원을 중시했으며, 유해 환경 단속의 중요성을 제시하였다(정득, 이종석, 2015, p.282). 하지만 이러한 정책의 방향은 청소년들의 문제행동 중심이나 부정적인 문제에 초점을 둔 것이지만 이를 통해 긍정적인 자아를 형성할 수 있도록 지원한다면, 다문화청소년들이 개인적인 요인인 우울과 사회적 위축이 있을지라도 자아존중감을 키워갈 수 있을 것으로 여겨진다. 더 나아가 오히려 우울과 사회적 위축이 감소할 것이며 삶의 만족에 큰 영향을 미칠 것이다. 또한 다문화청소년들 대상으로 지원할 청소년정책 수립에 있어 어떤 정책을 우선순위로 할 것인가에 대한 전문가들의 심사숙고가 필요하다.
본 연구의 한계점은 패널 데이터를 사용한 연구로써 첫 번째 중학교 시기의 학생들만을 대상으로 진행하여 전체 데이터를 활용하여 초등 고학년에서 고등학생까지의 추이를 분석하지 못한 것이다. 둘째, 최근 다문화청소년들의 학교 이탈률이 증가하고 있는 상황에서 학교 밖 청소년의 연구가 포함되지 않은 것이다. 따라서 이에 대한 후속연구가 필요하다.
Acknowledgement
이 논문은 2019년 한국청소년정책연구원 다문화청소년패널데이터를 지원받아 수행된 연구임.
2019년 5월 기준으로 최근 5년간 초중고학생 학업중단율 추이를 살펴보니 2014년 67,806명에서 258명, 2015년 82,536명에서 236명, 2016년 99,186명에서 283명, 2017년 109,387명에서 354명, 2018년 122,212명에서 330명이었다. 이중 질병, 유학, 해외출국 등은 제외되었다.
본 패널데이터는 2011년을 기준으로 국내 거주하는 다문화청소년 중 초등학교 4학년 학생들을 대상으로 진행하여 현재 6차까지 진행되었다. 표본 추출은 다문화청소년이 재학 중인 학교 리스트를 각 지방교육청으로 받아 전국 2,537개 초등학교 4학년에 재학 중인 다문화가정 학생 4,452명(2011년 기준) 모집단을 대상으로 전수조사하는 것을 원칙으로 하였다. 표본추출 방법은 표본학교 추출인 1단계는 층화임의추출법을 적용하였으며 2단계는 확률비례추출법을 적용하여 다문화가정 학생 수의 차이에 따른 차별을 적용하였다. 표본의 크기는 청소년 1,600명으로 결정하였으며, 표본추출률 35.9%(표본오차 95%±2.5%p 수준)로 나타났다. 2014년(4차 본조사): 1,370가구(청소년 1,380명)을 대상으로 2015년(5차 본조사): 1,337가구(청소년 1,347명), 2016년(6차본조사): 1,319가구(청소년 1,379명)로 실사가 진행되었다. 2016년까지 원표본 유지율은 81.2%였다.
본 연구는 다문화청소년 가운데 중학생 대상으로 진행된 연구로 4~6차 중 인구사회학적 특성을 살펴본 결과 5차에서 한 세대의 거주지 변동을 제외하고는 특별한 사항이 없어 중학교 1학년 기준인 4차년을 기준으로 진행하였다.
정규분포 조건의 충족은 SPSS에서는 왜도(skewness)가 2 이하, 첨도(kurtosis)가 4 이하인 경우로 본다. 구조방정식모형에서 정상분포조건은 편포도<2, 첨도<4를 고려한다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p.74, 376)
TLI 가 .9 이상이면 좋은 적합도 지수를 의미한다고 하여 그 값이 1 이상이면 잘못된 적합도 지수로 오인하는 경우도 있는데 값이 1을 넘는 경우도 발생한다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p.413).
RMSEA 값은 .06 이하(Hu & Bentler, 1999)이면 모형의 적합도가 좋다고 해석함(김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p.378). 일부 학자들은 .1 이하면 바람직하다고 보는 해석도 있다(배병렬, 2014, p.230).
References
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교육부. (2020). 교육부소식>보도･설명･반박>보도자료>2020년 교육기본통계 주요내용. https://www.moe.go.kr/에서 2021. 7. 30. 인출.
한국교육개발원. (2021). 교육통계서비스, 테마통계>주요지표>유초중등통계>연도별다문화학생수. https://kess.kedi.re.kr/ 에서 2021. 10. 1 인출.
다문화교육포털. (2021). 정책안내>주요통계>국내 다문화학생 학업중단율 현황. https://www.edu4mc.or.kr/에서 2021. 10. 1. 인출.
- 투고일Submission Date
- 2021-07-31
- 수정일Revised Date
- 2021-11-30
- 게재확정일Accepted Date
- 2021-12-10
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