1. 주관적 행복감의 개념

행복에 대한 정의는 전통적으로 쾌락주의적 관점(hedonic approach)과 자기실현적 관점(eudaimonic approach)으로 분류할 수 있다. 먼저 쾌락주의적 관점은 “행복의 극대화, 고통의 최소화”라는 핵심 가치를 따르며 에피쿠로스, 벤담, 존 스튜어트 밀 등에서 그 기원을 찾을 수 있다(유민상, 2016, p.9). 쾌락주의적 관점에서 주관적 행복감은 개인의 삶에 대한 주관적 평가로서 삶에 대한 만족감과 같은 인지적 요소와 높은 긍정 정서, 낮은 부정 정서와 같은 정서적 요소로 구성된다(Diener, 1984, p. 543). 쾌락주의적 관점은 측정의 용이성과 개념의 단순 명료함으로 인해 많은 연구가 진행되고 있다(유민상, 2016, p. 10).

반면 자기실현적 관점은 Aristotle의 좋은 삶(good life)과 인간 번영(human flourishing)을 의미하는 행복(eudaimonia)에서 그 기원을 찾을 수 있다(유민상, 2016, p. 10). 자기실현적 입장에서 행복이란 개인이 지닌 재능과 장점을 충분히 계발하고 발휘함으로써 인생의 중요한 영역에서 의미 있는 삶을 구현하는 것으로(유혜경, 2014, p. 11) 자아실현을 통한 심리적 만족이 행복의 핵심이라고 본다(김유현, 강옥려, 2019, p. 192). 이러한 자기실현적 관점의 행복은 Maslow(1970)의 욕구이론에서 가장 상위에 위치하는 인간의 욕구로서 생애 전반에 걸쳐 이루어진다는 특징이 있으며, 그 하위에 속한 생리적 욕구, 안전의 욕구, 소속감과 사랑의 욕구, 존중의 욕구가 충족되었을 때 비로소 실현 가능해진다(Maslow, 1970, 김유현, 강옥려, 2019, pp. 192-193에서 재인용). 이러한 측면에서 볼 때, 아동·청소년의 행복에 대한 개념은 성인과 구분될 필요가 있다.

따라서 본 연구에서는 아동·청소년의 주관적 행복감을 쾌락주의적 관점에서 ‘개인이 일상생활의 경험에서 주관적으로 느끼는 긍정적 정서와 자신의 삶을 평가하고 만족하는 정도’로 정의하였다. 이는 청소년기는 아동기에서 성인기로 가는 중간단계로 자아정체성이 형성되며 전인적인 성장이 이루어지는 시기이므로 자아실현적 관점보다 쾌락주 의적 관점이 아동·청소년의 행복을 더 타당하게 설명한다고 볼 수 있기 때문이다.

한편, 주관적 행복감은 Diener(1984, p. 543)의 연구를 통해 제시된 용어로 개인이 자신의 경험과 삶에 어떻게 생각하고 느끼는지에 대한 주관적인 가치 평가를 나타낸다. 즉, 주관적 행복감은 정서적 측면인 긍정적 정서·부정적 정서와 인지적 측면인 삶의 만족이 복합적으로 구성된 개념이다.

정서적 측면의 행복을 살펴보면 불행감과 행복을 인식하는 심리적 절차는 개별적이어서 불행한 정서를 줄이는 것만으로는 행복감을 증진시키기 어렵다(유혜경, 2014, p. 16). 또한, 긍정적 정서는 강도가 아니라 빈도가 행복을 결정적으로 좌우한다. 모든 쾌락은 지속되지 않고 곧 소멸되기 때문에 한 번의 커다란 기쁨보다는 작은 기쁨을 여러 번 느끼는 것이 절대적으로 중요하다(서은국, 2014, p. 111). 반면에 인지적 요소의 행복은 개인 스스로 삶에 대해 느끼는 인지적이고 의식적인 판단이다. 따라서 자신이 지각하는 삶의 여건들이 자신이 설정한 가치와 부합한다면 만족도는 높아지며 우리가 사건들을 어떻게 해석하느냐에 따라 더 긍정적이고 낙관적으로 느끼게 만들 수 있다(유혜경, 2014, p.16). 이러한 인지적 판단은 행복을 추구하는 행동에 방향성을 제공할 뿐만 아니라 실제 정서와 행동을 유발하는 요인으로 행복 연구의 중요성이 내포되어 있다(강금주, 2019, p. 18).

2. 여가활동의 개념과 청소년의 행복감에 대한 영향

여가에 관한 학문적 연구는 미국에서 경제공황을 극복하면서 경제력 확대와 개인의 의식 변화로 1960년에 여가가 중요한 사회 문제로 대두되면서 개별 학문 형태로 발전하기 시작하였다(노용구 외, 2008, p. 9). Dumazedier(1962)은 여가를 기존의 생산적이지 않은 활동으로 인식하는 관점에서 벗어나 ‘생산을 주목적으로 하지 않는 가운데 발생하는 생산’¹⁾이라는 개념을 제안하였다(유홍준 외, 2018, p. 101에서 재인용).

여가는 시간개념과 활동개념의 두 가지 관점에서 정리할 수 있다. 첫째, 시간개념으로의 여가는 가장 보편적으로 사용되고 있는 개념으로 자유 시간으로서의 여가이다(노용구 외, 2008, p. 28). 인간의 생활 시간은 크게 생리적 시간, 노동 시간, 자유 시간 등으로 구분할 수 있는데 이 중 자유 시간을 여가라고 정의하는 것이다. 이에 따라 사회학 사전에는 여가는 24시간 중에서 노동, 수면, 기타 필수적인 것에 소요된 시간을 제외한 시간으로 규정(곽한병, 2010, p. 25)하고 있으며, 청소년에게는 생리적 시간과 학업에 관련된 시간을 제외한 자유 시간을 시간개념의 여가로 정의할 수 있을 것이다.

둘째, 활동개념으로의 여가는 자유 시간에 행해지는 자발적인 활동을 여가로 보는 개념이다. 자유 시간 중에 일어나는 활동 중에서 경제적 목적과 각종 의무에서 벗어난 자유로운 활동만이 여가로 간주될 수 있다(노용구 외, 2008, p. 29). 활동개념의 정의는 활동 특징에 따라 다시 소극적 여가활동과 적극적 여가활동으로 나눌 수 있다. 먼저 소극적 여가활동은 개인이 TV 시청이나 휴식 등 별다른 기술이나 노력 없이 손쉽게 체험이 가능한 활동을 말한다. 이러한 소극적 여가활동은 시작과 종료가 자유롭고 방법론이 명확하지 않기 때문에 시간과 장소에 크게 구애받지 않아서 유연한 이용이 가능하다(유비, 김기현, 2019, p. 5). 반면, 스포츠나 취미활동 등이 포함된 적극적 여가활동은 활동 도구 및 기술뿐만 아니라 함께 참여해야 할 동반자와 적절한 공간이나 장소가 필요하다. 따라서 적극적 여가활동은 에너지 소모와 시간적·공간적 제약이 뒤따르므로 상황에 따라 수행하지 못하는 경우가 빈번히 발생하게 된다(Russell et al., 2007, p. 683).

청소년들의 여가활동이 행복감에 긍정적인 영향을 미친다는 연구는 많이 있다(박민정, 2012, p. 64; 김영철, 2018, p. 82; 소난영, 박성희, 2019, p. 579; 이유진, 김보람, 2021, p. 60). 그중에서도 소극적 여가활동보다는 적극적 여가활동을 하는 사람의 행복 수준이 더 높았는데 운동은 행복 수준을 증가시켜 주었고, 적극적인 여가활동을 즐기는 사람들이 그렇지 않은 사람보다 더 행복한 경험을 하는 것으로 나타났다(Lu & Argyle, 1994, p. 90). 이러한 적극적 여가활동과 행복감과의 관계는 국내연구에서도 확인되는데 중학생의 경우 적극적 여가활동(운동, 악기연주, 연극·영화관람 등)을 할 때 가장 행복감을 많이 느꼈고, 다음은 소극적 여가활동(하는 일 없이 빈둥대기, TV시청, 라디오 듣기, 책읽기 등)과 교제활동(핸드폰메시지 주고받기, 친구와 전화하기 등)의 순으로 나타났다(이미리, 2003, 허승연, 2009, p. 45에서 재인용). 그런데 우리나라는 학업에 편중된 교육환경으로 인해 여가활동을 누릴 기회와 환경이 부족한 상황이다. 우리나라는 과도한 사교육과 학습 시간으로 인해 청소년들의 여가활동 시간은 점차 줄어들 뿐 아니라 여가활동 참여 자체가 학업을 게을리하는 일탈적 행위로 인식되기도 한다(박민정, 2012, p. 10).

한편 청소년의 여가 시간 중 가장 큰 비중을 차지하는 스마트폰 사용 시간은(대한민국 정책브리핑, 2022. 5. 25.) 초·중·고등학생 대상 모두 성별과 관계없이 주관적 행복감에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났다(김경미, 염유식, 2018, p. 135). 더욱이 유엔 아동권리위원회는 우리나라의 교육환경이 학업으로 뛰어나야 한다는 사회적 압박과 함께 아동의 여가, 놀이 및 운동을 위한 시간이 부족하고 안전한 무료시설이 충분하지 않아서 과도하게 스마트폰을 사용(보건복지부, 국제아동인권센터, 2019, p. 24)하게 됐다고 지적했다.

3. 주관적 행복감에 대한 영향 요인

청소년의 주관적 행복감의 영향 요인은 개인 요인과 가족 요인, 학교환경 요인으로 나누어 볼 수 있다. 첫째, 개인 요인으로는 연령, 정서적 특성, 학업성취 등 개인이 가지고 있는 선천적, 후천적 특징을 포함할 수 있다. 구체적으로 연령의 주관적 행복감에 대한 영향을 보면, 연령이 증가할수록 대체적으로 주관적 행복감은 감소하지만(Brajša-Žganec et al., 2011, p. 88; Casas et al., 2007, p. 97), 우리나라에서는 다른 국가들보다 연령 증가로 인한 행복감의 감소가 더 크게 나타나는 경향이 있었다(유민상, 2016, p. 25).

다음으로 개인의 정서적 특성의 영향을 보면, 자아존중감(유병인, 2021, p. 198; 박선향, 2019, p. 82), 자아탄력성(박선향, 2019, p. 85; 정정자, 2020, p. 132), 자아효능감(박영신, 김의철, 2009, p. 422; 허승연, 2009, p. 84; 정정자, 2020, p. 132) 등 긍정적인 정서적 특성이 높을수록 행복 수준이 높아진 반면, 우울(박소연, 이홍직, 2013, p. 80; 유병인, 2021, p. 198; 채인석, 장효열, 2021, p. 268)과 같은 부정적 정서적 특성은 낮을수록 행복 수준이 높게 나타났다.

마지막으로 학업성취와 행복의 관계를 검증한 대부분의 연구는 두 변인 간에 정적 상관이 있다고 밝히고 있다(박영신, 김의철, 2009, p. 421; 박소연, 이홍직, 2013, p. 80; 김영철, 2018, p. 82).

둘째, 가족 요인에서는 경제적 수준, 가족구성, 그리고 부모의 양육태도를 들 수 있다. 먼저 경제적 수준이 행복감에 미치는 영향을 보면, 여러 연구(박소연, 이홍직, 2013, p. 80; 문예은, 이주연, 2021, p. 88)에서 부모의 경제적 수준이 높을수록 행복감은 높은 것으로 나타났다. 하지만 유혜경(2014, p. 110)은 가정의 경제적 수준이 빈곤 수준을 넘어서면 그 이상의 증가액은 행복 수준에 영향을 크게 미치지 않는 것으로 보고하였다. 이는 현재의 우리 사회가 경제적 풍요로움에도 불구하고 이에 상응하는 국제 비교 행복지수는 하위권에 머물러 있는 것으로도 설명된다(이수진, 2019, p. 12). 또한 가족구성도 행복감에 영향을 미치는데, 가족구성이 한부모에 비해 양부모일 때 행복 수준이 높게 나타났다(박소연, 이홍직, 2013, p. 80; 유은경 외, 2017). 그리고 부모의 양육태도도 행복감에 영향을 미치는 데, 부모의 양육태도가 긍정적일수록 행복감은 높게 나타났다(허승연, 2009, p. 85; 유혜경, 2014, p. 109; 김영철, 2018, p. 82; 박선향, 2019, p. 87).

셋째, 학교환경 요인은 교사관계, 또래관계, 학업 관련 시간이 있다. 그중에서 청소년기에 또래관계의 영향력은 점차 커지기 때문에 또래관계는 아동의 삶의 질에 큰 영향을 미칠 수 있다(유민상, 2016, p. 29). 그래서 대부분의 선행연구에서 친구와의 친밀한 관계가 행복감에 큰 영향력을 미치는 것으로 나타났다(김환철, 2020, p. 113). 다음으로 교사관계에서 교사는 아동에게 정서적·사회적으로 성숙해 가는데 지대한 영향력을 미치며 사회적 지지원으로 교사와 만족스러운 지지를 경험하게 됨으로서 행복감을 경험할 수 있다고 하였다(박현철, 2010, p. 15). 선행연구에서도 청소년의 주관적 행복 수준에 학교 교사와의 관계가 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다(박민정, 2012, p. 65). 마지막으로 학업 관련 시간은 OECD 국가비교에서 우리나라 청소년들이 주당 60시간으로 OECD 가운데 가장 긴 시간으로 나타났으며(OECD, 2016, 이수진, 2019, p. 18에서 재인용) 영유아기부터 시작되는 학업위주의 일상생활이 우리나라 아동청소년의 행복 저해요인으로 꼽힌다(이수진, 2019, p. 18).

1. 연구 자료

본 연구는 한국청소년정책연구원에서 실시한 한국아동·청소년패널조사 2018(KCYPS 2018) 데이터 중 중학교 1학년 2,590명을 대상으로 1차 연도(2018년)에서 4차 연도(2021년)의 4년간의 자료를 사용하였으며 4차년도까지 응답자수는 2,265명으로 유지율은 87.5%로 나타났다.

2. 측정도구

본 연구의 종속변수는 주관적 행복감이며, 독립변수로는 여가활동 요인을 활용하였으며, 그 외의 개인 요인과 가족 요인은 여가활동 요인의 주관적 행복감에 대한 영향을 명확하게 하기 위한 통제변수로 활용하였는데, 개인요인과 가족요인에는 한국 아동·청소년패널조사 2018에 포함되어 있는 변수만으로 한정하였다.

3. 자료 분석 방법

본 연구는 시간의 경과에 따른 독립변수의 변화가 청소년의 주관적 행복감에 미치는 영향을 분석하였는데, 중학교 1학년부터 고등학교 1학년까지의 독립변수의 변화가 주관적 행복감에 미치는 영향력을 파악하기 위해 패널회귀 분석을 실시하였다.

본 연구의 주된 분석 방법인 패널회귀분석은 종단 자료의 특성을 분석할 수 있는 장점이 있는 분석 방법이다(이선우, 2015, p. 130). 일반적으로 회귀모형을 설정할 때 종속변수에 영향을 미치는 모든 변수를 포함할 수 없다. 그런데 종속변수에 중요한 영향을 미치면서도 독립변수로 포함되지 않은 변수가 있을 경우 모형의 추정은 부정확하게 될 위험이 매우 크다. 그러나 패널회귀분석은 누락된 변수(omitted variables)에 대한 한계를 극복해주기 때문에 누락된 변수들에 대한 통제가 불가능한 사회과학연구에서 매우 유용한 분석모형이다(최충익, 2008, p. 193).

패널회귀분석의 모형을 회귀식으로 표현하면 아래와 같다.

여기서 μi는 시간에 따라 변하지 않는 개별특성요인을 나타내며 νit는 오차항을 나타낸다. 이때 독립변수 Xit와 개별특성요인 μi가 상관관계가 있다고 가정하면 고정효과 모형을 사용하고 상관관계가 없다고 가정하면 임의효과 모형을 사용하게 된다. 따라서 고정효과모형에서는 상관관계가 있는 μi로 인한 왜곡을 피하고자 μi를 제거하는 방법으로 시간차분을 사용하게 된다. 그 때문에 고정효과 모형에서는 μi로 인한 왜곡을 피할 수 있는 장점도 있지만, 성별과 같은 시간불변변수의 추정도 불가능해진다. 임의효과 모형에서는 모든 변수가 독립이라고 가정하기 때문에 μi도 또 다른 오차항처럼 취급하여 추정하게 된다. 따라서 임의효과 모델은 고정효과 모델과 달리 시간-불변변수를 모델에 포함시킬 수 있다는 장점을 갖고 있다(Bartels, 2008, 이선우, 2013, p. 185에서 재인용). 하지만 오차항과 독립변수가 상관관계가 존재하지 않는다는 가정을 충족시키기는 매우 어렵다(최충익, 2008, p. 195).

이처럼 고정효과 모델과 임의효과 모델은 각각 장단점을 갖고 있다. 이에 본 연구에서는 임의효과 모델과 고정효과 모델의 단점을 보완하고 장점을 반영한 Bartels(2008)의 혼합모델(mixed-model)을 활용하였다(Bartels, 2008, 이선우, 2013, p. 185에서 재인용). 혼합모델은 미관측 개별효과의 문제를 해결하고 시간-불변변수도 모델에 포함시켜 그 효과를 추정할 수 있을 뿐만 아니라 개별사례 내 효과(within-cluster effects)와 개별사례 간 효과(beetween-cluster effects)를 구분하여 추정할 수 있다(이선우, 2013, p. 186).

이를 위해서 혼합모델은 앞에서 제시한 회귀식에서 독립변수인 Xit를 시간 가변변수의 개별사례 내 변환(Xit - Xi)과 개별사례 간 변환(Xi)으로 나누어 독립변수에 포함시켜 분석하였다. 개별사례 간 변환은 개별사례의 평균 값을 독립변수의 변수값으로 사용하여 독립변수의 학생들 간 평균값의 차이가 주관적 행복감에 미치는 영향을 나타낸다. 그래서 개별사례 간 효과는 일반회귀분석과 같이 외생변수(누락된 변수)에 대한 영향력을 통제하지 못해 추정치의 오류가 발생할 가능성이 있고 인과관계가 명확하지 않을 수 있다. 하지만 개별사례 내 변환은 개별사례 안에서 독립변수의 변화값만을 변수값으로 사용하여 개별사례 내 효과는 독립변수의 개별 학생 내의 변화값이 주관적 행복감에 미치는 영향을 나타낸다. 그래서 개별사례 내 효과는 독립변수의 변화값만을 사용하기 때문에 외생변수(누락된 변수)로 인한 추정상의 오류를 극복할 수 있으며 시간의 경과에 따른 독립변수의 변화를 분석함으로 인과관계를 더욱 명확히 할 수 있다.

본 연구에서 혼합효과 모형의 독립변수를 시간-불변변수와 시간-가변변수로 나눈 후, 시간 가변-변수는 개별사례 내 효과와 개별사례 간 효과로 나누어 분석하였다. 그리고 시간-불변변수는 성별과 가족구성이며 나머지 독립변수는 시간-가변변수로 처리하였다. 또한 개별사례 내 효과란 개별 학생이 중학교 1학년부터 고등학교 1학년이 될 때까지 독립변수의 변화가 주관적 행복감에 미치는 영향을 의미하며 개별사례 간 효과란 독립변수의 학생들 간의 차이가 주관적 행복감에 미치는 영향을 의미한다.

1. 연구대상자의 특성

먼저 성별은 <표 4>에서 보는 바와 같이 여자보다 남자가 조금 더 많아서 2018년 남자의 비율은 54.39%로 나타났으며 2021년 남자의 비율은 53.91%로 큰 변화 없이 유지되었다. 또한 가족구성을 보면 한부모 가족 비율이 2018년에는 9.14%에서 이후 조금씩 높아져 2021년 10.96%로 증가하였다. 월평균 가구소득은 300만 원 미만이 2018년에는 14.50%에서 2021년 9.28%로 줄어들었고 300만 원 이상 600만 원 미만도 2018년 55.51%에서 2021년 53.42% 줄어들었으며, 600만 원 이상은 2018년 29.98%에서 2021년 37.30%로 증가하여 월평균 가구소득이 시간 흐름에 따라 증가하는 것으로 나타났다.

다음으로 <표 5>에서 보는 바와 같이 자아존중감의 평균은 2018년 3.09에서 2021년 2.95로 약간 낮아졌다. 우울감의 평균은 2018년 1.80에서 2021에서 1.79로 거의 변화가 없었다. 학업성취도 평균은 2018년 3.42에서 2021년 3.15로 낮아졌다. 또한 부모의 양육태도 중 긍정적 양육태도의 평균은 2018년 3.26에서 2021년 3.11로 낮아졌으며 부정적 양육태도의 평균은 2018년 1.99에서 2021년 1.97로 거의 변화가 없었다.

다음으로 여가활동의 빈도분포를 <표 6>에서 살펴보면 전체 여가활동 시간이 학년이 올라갈수록 감소하는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면 독서 시간은 2018년 ‘전혀 안 함~1시간 미만’이 76.61%에서 2021년 83.69%로 증가하였고, ‘1시간 이상~3시간 미만’은 2018년 20.19%에서 2021년 15.20%로 감소하였고, ‘3시간 이상’은 2018년 3.20%에서 2021년 1.10%로 감소하여 독서 시간은 학년이 올라갈수록 점차 줄어드는 것으로 나타났다. 운동 및 신체활동 시간도 2018년 ‘전혀 안 함~1시간 미만’이 57.59%에서 2021년 68.05%로 증가하였으며 ‘1시간 이상~3시 간 미만’은 2018년에 34.05%에서 2021년 29.74%로 감소하였고, ‘3시간 이상’도 2018년 8.36%에서 2021년에는 2.21%로 감소하였다. 반면에 스마트폰 사용 시간은 다른 여가활동에 비해 사용 시간이 유지되는 것으로 나타났는데 2018년도부터 코로나가 시작되는 2020년도까지 사용량이 증가하였다가 연구대상자가 고등학생이 되는 2021년도에 조금 감소하는 것으로 나타났다. 구체적으로 ‘전혀 안 함~1시간 미만’은 2018년부터 2021년까지 15.42% → 11.84% → 9.27% → 13.35%로 변화하였고, ‘1시간 이상~3시간 미만’은 50.53% → 54.93% → 51.56% → 55.50%로 변화하였으며 ‘3시간 이상’은 34.05% → 33.22% → 39.17% →31.15%로 변화하였다. 고1 기준으로 여가 시간 빈도분포를 살펴보면, 3시간 이상 활동하는 여가활동 중에서 스마트폰 사용 시간 학생의 비율이 30%를 넘어선 반면에, 독서 시간은 1.10%, 운동 및 신체활동은 2.21%에 그치는 것으로 나타나 스마트폰 사용에 여가 시간이 편중되어 있음을 알 수 있다.

친구와 노는 시간은 2018년 ‘전혀 안 함~1시간 미만’이 38.23%에서 2021년 46.18%로 증가하였으며 ‘1시간 이상~3시간 미만’은 2018년에 43.07%에서 2021년 42.95%로 조금 감소하였고, ‘3시간 이상’은 2018년 18.70%에서 2021년에는 10.87%로 감소하였다.

동아리 활동은 교내 동아리 활동이 2018년 ‘없다’가 35.14%에서 2021년 62.22%로 증가하였고, ‘1~4’회가 2018년 20.54%에서 2021년 15.25%로 감소하였으며 ‘5회 이상’이 2018년 44.32%에서 2021년 22.54%로 감소하였다. 교외 동아리 활동도 2018년 ‘없다’가 80.09%에서 2021년 95.04%로 증가하였고, ‘1~4’회가 2018년 13.71%에서 2021년 2.96%로 감소하였으며 ‘5회 이상’은 2018년 6.21%에서 2021년 1.63%로 감소하였다.

마지막으로 종속변수인 주관적 행복감의 평균 변화를 <표 7>에서 살펴보면 2018년에 2.94에서 2021년 2.80으로 학년이 올라갈수록 감소하는 것으로 나타났다. 특히 중학생 시기 행복감이 급격히 낮아지는 것은 학교 교육제도의 변화와 함께 학습량의 증가로 놀이 시간이 줄어들었고, 여기에 사춘기로 접어든 청소년의 발달 특성이 영향을 미쳤을 가능성이 있다(정은주, 2015, p. 8). 반면 박종은(2022, p. 132)의 19세 이상 성인을 대상으로 한 연구에서 행복감은 2017년부터 2020년까지 4년간 선형 증가하는 형태를 보였다.

2. 주관적 행복감에 대한 패널회귀분석

독립변수의 변화가 청소년의 주관적 행복감에 어느 정도 영향을 미치는지를 알아보기 위해 혼합효과 모형을 적용한 패널 회귀분석을 실시하였으며, 그 결과는 <표 7>에서 제시되었다. 먼저 주요 결과를 요약하면 시간-불변 독립변수인 성별은 여학생에 비해 남학생의 주관적 행복감이 높고, 가족구성은 한부모에 비해 양부모일 때 행복감이 높은 것으로 나타났다. 다음으로 시간-가변변수로 처리한 변수를 개별사례 간 효과와 개별사례 내 효과로 구분하여 분석한 결과에서 개별사례 간·개별사례 내 효과 모두 행복감에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타난 변수는 독서 시간, 친구와 노는 시간, 교외 동아리 참여 여부, 자아존중감, 학업성취, 긍정적 양육태도였다. 반면에 개별사례 간·개별사례 내 효과 모두 부정적 영향요인으로 나타난 변수는 스마트폰 사용 시간과 우울이었다. 한편, 운동 및 신체활동, 부정적 양육태도는 개별사례 내 효과는 긍정적 영향요인으로 나타난 반면, 개별사례 간 효과는 부정적 영향요인으로 상반된 결과를 나타냈다. 그리고 교내 동아리활동과 월평균 가구소득은 개별사례 간 효과에서만 부정적 요인으로 나타났다.

다음으로 시간-가변 독립변수들의 영향력을 구체적으로 살펴보면, 독서는 개별사례 간·개별사례 내 효과에서 모두 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 독서 시간이 많은 학생이 독서 시간이 적은 학생보다 주관적 행복감이 높았으며, 개별 학생 내에서도 독서 시간이 증가할수록 주관적 행복감이 높아지는 것으로 나타났다. 특히 독서 시간은 개별사례 내 효과가 개별사례 간 효과보다 더 큰 것으로 나타나 개별 청소년 내에서의 변화가 주관적 행복감에 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.

스마트폰 사용 시간은 개별사례 내·개별사례 간 효과에서 모두 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 스마트폰 사용 시간이 증가할수록 주관적 행복감이 낮아지는 것으로 나타났다. 다시 말해서 스마트폰을 사용하는 시간이 많은 학생이 적은 학생보다 주관적 행복감이 낮을 뿐 아니라, 개별적으로도 스마트폰을 많이 사용하게 되면서 주관적 행복감이 낮아진다는 것이다. 스마트폰 사용 시간은 청소년의 여가활동 시간 중 가장 큰 비중을 차지하는 활동으로, 스마트폰 사용 시간이 늘어날수록 한정된 여가 시간 내에서 긍정적인 여가활동을 할 시간이 줄어들게 되며 이는 청소년들의 주관적인 행복감 향상에 이중적으로 부정적인 영향을 미칠 수 있다.

한편 운동 및 신체활동은 개별사례 내 효과에서는 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 개별 학생의 운동 및 신체활동 시간이 증가할수록 주관적 행복감이 유의미하게 높아지는 것으로 나타났다. 하지만 개별사례 간 효과에서는 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 운동 및 신체활동 시간이 많은 학생이 운동 및 신체활동 시간이 적은 학생에 비해 주관적 행복감이 낮은 것으로 나타났다. 이러한 배경으로 우리나라의 교육환경이 입시에 집중되어 있어 학업성취에 대한 가치를 과도하게 강조하고 운동 및 신체활동에 대한 가치를 경시하는 경향을 들 수 있다. 이러한 문화가 청소년들의 운동 및 신체활동에 대한 만족감이나 긍정적인 정서를 떨어뜨릴 수 있다. 즉 청소년이 운동에 참여하는 동기는 성취감과 즐거움, 건강증진 및 외적으로 과시하고 싶은 욕구(기미정, 김보정, 2022, p. 274)로 시작하지만, 운동 및 신체활동에 대해 경시하는 문화로 인해 주위의 반응이 기대에 미치지 못하면서 충분한 보상과 만족감을 느끼지 못하게 되면서 주관적 행복감을 낮춘 것으로 설명할 수 있다.

친구와 노는 시간은 개별사례 내·개별사례 간 효과 모두 긍정적인 영향을 미쳐서 친구와 노는 시간이 많은 학생이 적은 학생보다 주관적 행복감이 높을 뿐만 아니라, 개별적으로도 친구와 노는 시간이 많을수록 행복감이 증가하는 것으로 나타났다.

동아리활동 중 교외 동아리활동의 개별사례 간·개별사례 내 효과가 모두 긍정적인 영향을 미쳤다. 따라서 교외 동아리활동 참여 학생이 참여하지 않은 학생보다 주관적 행복감이 높았을 뿐 아니라 개별 학생도 교외 동아리활동에 참여하게 되면 주관적 행복감이 높아졌다. 하지만 교내 동아리활동은 개별사례 간 효과에서만 부정적 영향요인으로 나타나 교내외 동아리활동 간의 상반된 영향력을 보였다. 선행연구에서는 동아리활동의 효과성을 결정하는 주요 변수로 청소년들의 자발적 참여와 태도 등을 들고 있다. 즉 동아리활동의 내용과 형식도 중요하지만, 청소년들의 동아리활동에 임하는 태도와 동기 그리고 학교 내의 인적, 물적 환경 등이 동아리활동의 효과를 결정하게 된다(강영배, 2016, p. 10). 그런데 교외 동아리활동 참여자는 희망과 관심에 따라 동아리 선택이 가능할 뿐만 아니라 청소년 스스로 동아리 운영에 있어서 자율성과 연속성이 보장되어 만족도가 높지만(최형임 외, 2012, p. 5), 교내 동아리활 동은 학업위주의 교육환경으로 인해 청소년의 욕구에 맞는 다양한 인프라가 구축되어 있지 못하고 자발적 참여와 자율성이 보장되어 있지 못하다. 이러한 차이가 교내외 동아리활동의 주관적 행복감에 대한 상반된 영향으로 작용했을 것으로 보인다.

본 연구의 통제변수가 주관적 행복감에 미치는 효과를 살펴보면, 먼저 자아존중감은 개별사례 간·개별사례 내 효과 모두 주관적 행복감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 자아존중감이 높은 학생이 주관적 행복감이 높을 뿐 아니라 개별적으로도 자아존중감이 높아지면서 주관적 행복감이 높아졌다. 반대로 우울은 개별사례 간·개별 사례 내 효과 모두 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 우울감이 높은 학생이 우울감이 낮은 학생보다 주관적 행복감이 낮을 뿐 아니라, 개별적으로도 우울감이 높아지면서 주관적 행복감이 낮아지는 것으로 나타났다. 학업성취 수준은 개별사례 간·개별사례 내 효과 모두 주관적 행복감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 학업성취 수준이 높은 학생이 주관적 행복감이 높고, 개인적으로도 학업성적이 높아지면 주관적 행복감이 높아지는 것으로 나타났다.

다음으로 가족요인 중 월평균 가구소득은 개별사례 간 효과만 유의미하여 월평균 가구소득이 높은 학생에 비해 월평균 가구소득이 낮은 학생의 주관적 행복감이 높은 것으로 나타났다. 이는 부모의 경제적 수준이 높을수록 자녀의 행복감이 높아진다는 다른 연구(신승배, 2016; 이홍직, 2016; 정보람, 전인수, 2017)의 결과와는 상반된다. 하지만 이수진과 정익중(2020, p. 181)은 비빈곤 청소년들은 개인이 가진 욕구보다 부모와 사회로부터 요구받고 통제받는 학업위주의 생활이 행복을 저해하는 스트레스원으로 작용했다고 설명하고 있다. 장유진 외(2020, p. 267)는 부모의 경제적 수준이 높을수록 자녀의 사교육 시간을 늘리고, 이는 학업 스트레스에 정적이 영향을 미치며 주관적 행복감이 떨어지는 역설적인 경로가 있다는 사실을 확인하였다.

다음으로 긍정적 양육태도는 개별사례 내·개별사례 간 효과 모두 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나 청소년이 인식하는 부모의 양육태도가 긍정적일수록 주관적 행복감이 높아지는 것으로 나타났다. 그런데 부정적 양육태도는 개별사례 간 효과에서는 부정적인 영향을, 개별사례 내 효과에서는 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 부모의 부정적 양육태도를 높게 인식하는 학생이 그렇지 않은 학생보다 주관적 행복감이 낮았다. 반면에 개별 학생은 부모의 양육태도를 더 부정적으로 인식하게 되면서 주관적 행복감이 높아지는 것으로 나타났는데, 이는 예상하지 못했던 결과이다.

이에 부정적 양육태도의 문항분석을 실시하였다. 우선 부정적 양육태도에서 비일관성 문항은 평균값이 유지되는 경향을 보였지만 거부의 3문항(“부모님은 내가 방해가 된다고 생각하신다, 부모님은 나로 하여금 불필요한 존재라고 느끼게 하신다, 부모님은 내가 하는 어떤 것도 만족스러워하지 않으신다”) 평균이 2018년에서 2021년까지 1.58 -> 1.68 -> 1.69 -> 1.70으로 소폭 올라가는 경향을 보였다. 또한 강요의 2문항(“부모님은 나에게 늘 무엇을 하라고 하신다, 부모님은 나에게 이래라저래라 하신다”) 평균이 2018년에서 2021년까지 2.50 -> 2.41 -> 2.47 -> 2.29로 낮아지며 가장 큰 변화값을 나타냈다. 따라서 학년이 올라가면서 청소년들은 부모에 대한 거부감은 소폭 증가했으나, 부모로부터의 강요는 감소하였는데, 부모님의 강요가 감소함에 따라 청소년은 자신의 독립성을 더욱 추구하고 자기 삶에 대한 통제력을 느끼면서 주관적 행복감에 긍정적인 영향을 미쳤을 것으로 보인다.