1. 중·고등학생 시기의 행복과 행복성장

행복은 그 자체로서 좋은 것으로 여겨질 뿐 아니라, 행복은 그에 따른 이득도 있는 것으로 알려지고 있다. 예를 들어, 행복이 삶의 다양한 측면(예, 건강, 사회적 관계, 직장, 회복력)에 미치는 이득이 있다는 것이 다수의 연구들을 메타 분석한 연구 결과(Kansky & Diener, 2017; Lyubomirsky, et al., 2005)에서 확인되었다. 그러나 아쉽게도 메타 분석에 포함된 연구들에서 중·고등학생 시기동안 경험하는 행복의 이득에 대해서는 거의 다루어지지 않았다. 또한 이러한 메타 분석 연구에서 여러 해에 걸쳐 중·고등학생 시기의 행복의 성장 과정을 추적하여 개인 내 변화와 그 개인차가 어떠한지를 조사한 선행연구를 찾아볼 수 없었다. 이러한 메타 분석 연구들은 특정 시점의 행복의 개인차가 삶의 다양한 측면에 어떻게 관련되는지를 검토하고 논의하는 데 국한되어 있었다. 그리하여 메타 분석 연구들은 행복의 개인 내 변화에서 발생하는 개인차가 삶의 여러 측면에 어떠한 영향을 미칠 수 있는지에 대한 함의를 제공할 수 없었다. 본 연구는 선행연구에서 나타난 이러한 한계점들이 보완되어야 한다고 보며, 행복성장의 과정과 그 결과변인의 관련성을 종단적으로 밝혀내게 될 때 어떠한 시점에서 행복향상을 위한 개입을 하는 것이 어떠한 측면에 이득을 낳을지에 대한 중요한 단서를 제공할 수 있을 것으로 기대한다. 이러한 관점에 기반하여 우선, 이 절에서는 중·고등학생 시기의 행복과 행복성장에 대해 더욱 엄밀하게 알아보고자 한다.

행복은 주관적 안녕과 동의어로 혼용되기도 하지만, 일부 연구에서는 두 개념을 구분한다(Kansky & Diener, 2017). 연구자들은 주관적 안녕이 인지적 요소(삶에 대한 평가)와 정서적 요소(삶에서 느끼는 정서)로 구성된다고 보며(Kansky & Diener, 2017), Diener(1984)는 주관적 안녕을 높은 삶의 만족, 높은 긍정적 정서, 그리고 낮은 부정적 정서의 경험으로 정의하였다. 삶의 만족은 개인이 자신의 삶에 만족하는 정도를 나타내며, 긍정적 정서는 “행복, 만족, 흥분, 평온” 등을 의미하며, 부정적 정서는 “화남, 슬픔, 불쾌함, 두려움” 등을 의미한다. 이러한 정의는 행복을 만족, 흥분, 평온과 함께 긍정적 정서의 일부분으로 간주하고 있다. 이에 대해 Kansky와 Diener(2017)는 대부분의 사람은 행복과 안녕을 동일시하지만, 행복은 주관적 안녕의 일부분이라고 주장한다. 이런 제안과 일치되게 다수의 연구자(최희철, 김영미 외, 2023; Lyubomisky et al., 2005)는 행복을 긍정적 정서의 빈번한 경험과 같이 협의의 관점에서 정의한다. 실제로 긍정적 정서를 측정한 여러 연구(서은국, 구재선, 2011; 최해연, 최종안, 2016; Diener et al., 2010)에서 ‘행복’이라는 용어는 긍정적 정서의 일부분으로 사용되었다. 그러나 20개의 긍정적 정서 단어들을 요인 분석하여 한국인의 정서구조를 분석한 연구(최해연, 최종안, 2016)에서는 ‘행복하다’가 여러 하위요인에 교차부하되어, ‘행복하다’가 개별 정서를 반영하기보다 전반적인 긍정적 정서를 나타내는 용어라고 해석되었다. 본 연구는 ‘행복하다’를 이러한 해석에 따라 전반적인 긍정적 정서를 나타내는 용어로 사용한다. 그리고 본 연구에서의 행복 점수는 자기보고 형식의 주관적 행복 척도(Lyubomirsky & Lepper, 1999)로 측정된 점수이다. 이 척도는 ‘전반적으로 나는 행복한 사람이다’와 같은 4개의 문항으로 구성되어 있다. 서은국과 구재선(2011)의 연구에서 단일 문항 즉, ‘나는 전반적으로 행복하다’는 문항으로 측정된 점수는 즐거운(r=.669), 편안한(r=.617)과 높은 상관관계를 보였다. 이 결과는 행복하다고 지각하는 사람은 긍정적 정서를 상당히 경험하고 있다는 것을 보여준다.

행복을 경험하는 것에 따른 이득이 무엇인지에 대한 꾸준한 탐색이 있어 왔고, 그 결과는 고무적인 것으로 보인다. 예를 들어, Lyubomrisky와 동료들(Boehm & Lyubomisky, 2008; Lyubomisky et al., 2005; Walsh et al., 2018)은 행복이나 긍정적 정서가 사회적 관계, 높은 수입, 상사로부터의 긍정적 평가 등 다양한 삶의 측면에 이득을 가져다준다는 결과를 지속적으로 보여주었다. 그리고 Fredrickson(1998; 2001)은 긍정적 정서의 확장-구축 이론에서 긍정적 정서를 빈번하게 경험하는 것은 개인의 사고와 행동의 목록을 확장하고, 그 결과로 신체적, 지적, 사회적, 심리적 자원을 구축하는 데 상당히 기여한다고 보았다. 이와 같이 행복이나 긍정적 정서의 경험이 삶의 다양한 영역에 이득을 가져다줄 수 있다는 관점은 중·고등학생 시기 청소년을 대상으로 한 연구들(예, 최희철, 2022; 최희철, 이미아 외, 2024; Bortes et al., 2021)에서도 상당한 지지를 받고 있다. Bortes 외(2021)는 스웨덴 청소년(723명)을 대상으로 여학생(15세)의 주관적 안녕(긍정적 정서와 삶의 만족)이 17세 때의 높은 학업성취와 관계가 있다는 결과 를 제시하였다. 다른 연구(최희철, 이미아 외, 2024)는 중학생의 긍정적 정서가 높을수록 1년 뒤의 학업적 자아개념이 높다는 결과를 보여주었다. 최희철(2022)의 연구에서도 1년 간격에서 선행시점의 행복이 높을수록 후행시점의 자존감이 높았다. 이 연구들은 행복할수록 학업성취가 향상되고 긍정적 자기지각이 강화된다고 시사하고 있다. 그러나 이 연구들은 행복의 개인 간 차이와 다른 개인차 변인 사이의 관계들을 중심으로 다루었을 뿐, 행복의 개인 내 변화와 그 개인차에 대해서는 충분히 알아보지 못한 한계가 있다.

행복이 학업성취, 긍정적 자기지각과 같은 중요한 심리적 요인에 긍정적으로 기여한다는 것을 고려하면, 삶의 더욱 이른 시점에서 행복을 빈번하게 경험하는 것이 더 좋을 것이라고 볼 수 있다. 그러나 한민 외(2012)의 연구에 따르면, 청소년기에 해당하는 중학생의 행복 수준은 대학생이나 40~50대 장년층에 비해 더 낮은 것으로 확인되었다. 그리고 국내외의 종단연구에서 청소년기의 행복성장의 궤적이 학년이 상승할수록 감소한다는 것이 확인되었다(양수연, 오인수, 2023; 최희철, 2022; Griffith et al., 2021; Maciejewski et al., 2017). 이 결과들은 긍정적 자아정체감(Erikson, 1959)과 같은 심리적 자원을 확보하여 이후의 발달단계를 위한 기반을 다져야 할 청소년기에 상대적으로 빈곤한 행복을 경험할 뿐 아니라, 시간이 지나면서 행복 수준이 감소함으로써 다양한 자원의 확보에 취약할 수 있다고 시사한다. 즉, 높은 행복 수준에서 경험할 수 있는 높은 자존감(최희철, 2022)과 같은 심리적 자원을 청소년 기의 중․고등학생들이 상대적으로 충분히 누리지 못할 가능성이 있다고 시사한다. 실제로 Orth 외(2018)의 연구를 보면, 청소년기 동안의 자존감 수준이 성인기보다 낮은 궤적을 보이는 것으로 나타났다. 따라서 이와 같은 중·고등학생 시기의 상대적으로 낮은 수준의 행복을 보이는 취약성에 주목하고, 시간이 경과하면서 이 시기의 행복이 어떠한 방식으로 발달하는지 그 성장 과정과 개인차의 정도 등을 면밀하게 파악할 필요가 있다. 이와 관련하여 한 연구(최희철, 2022)는 초기 청소년기부터 청소년이 중학교로 전환하는 시기에 다양한 어려움(예, 학교급의 전환, 학습량과 난이도의 증가, 시험 결과로 인한 서열화)(김지연 외, 2021)을 경험하므로 중1 시기의 행복이 상대적으로 낮을 것으로 예측하였다. 그러나 예측과 달리 중2와 중3으로 학년이 올라갈수록 행복의 잠재평균이 더욱 하락하는 경향이 있는 것으로 나타났다.

중학생 시기의 행복 잠재평균이 시간이 경과하면서 또는 학년이 올라가면서 하락하는 추세(최희철, 2022)는 청소년기에 경험하는 다양한 어려움의 경험이 점진적으로 시간이 경과하면서 발생하는 누적에 영향을 받아 나타나는 현상일 수 있다. 이러한 관점에 기반하면 행복의 평균이 시간이 경과할수록 하향할 것이라는 추론을 가능하게 한다. 잠재성장모형을 적용하여 중․고등학생 시기의 행복 궤적을 알아본 한 연구(양수연, 오인수, 2023)는 행복의 평균 성장 궤적이 중1 시기를 기점으로 고1까지 지속해서 하향한다는 결과를 제시하였다. 그리고 이 결과에서 행복성장 궤적의 초기치와 변화율의 변량이 모두 유의하였는데, 이 결과는 시작점과 그 이후의 성장 방향에서 개인차가 존재한다고 시사한다. 다시 말해, 청소년들이 경험하는 행복의 개인 내 변화의 방향(예, 상승, 유지, 감소, 상승 후 하락, 하락 후 상승)에서 개인차가 있는 것이다. 그러나 양수연과 오인수(2023)의 연구는 행복의 측정오차를 통제하지 않고 측정변인 수준에서 잠재성장모형을 검증한 한계가 있다. 이를 보완하기 위해 본 연구는 중1에서 고1까지 네 번의 시점에 걸쳐 행복의 잠재변인에 대해 고차 잠재성장모형을 적용함으로써 측정오차를 통제한 뒤에, 중․고등학생 시기의 행복성장의 궤적을 분석하고자 한다. 이러한 고차 잠재성장모형에서 행복성장의 궤적은 직접 관찰되지 않으므로 잠재변인으로 취급된다.

한편, 청소년기 행복에 관한 또 다른 연구(Maciejewski et al., 2017)에서는 13세부터 18세까지의 행복성장을 추적한 결과, 초기치 평균은 유의하고, 시간이 경과하면서 행복성장의 궤적이 하락하는 것으로 나타났다. Griffith 외(2021)도 9세부터 17세까지 긍정적 정서를 추적 조사한 결과, 시간이 경과하면서 긍정적 정서가 감소하는 경향을 보인다고 밝혔다. 이러한 연구들에 기반하여, 본 연구는 중·고등학생 시기의 행복성장의 평균 궤적이 하향하는 경향을 보일 것이며, 초기치와 변화율의 변량이 유의할 것으로 예측하였다. 또한 개개인의 행복성장 궤적의 방향은 동일하지 않을 것으로 기대하였다.

2. 행복, 행복성장과 그릿

청소년기는 성인기를 준비하는 중요한 시기로, 이 시기의 목표 설정, 진로 계획, 진로 준비는 매우 중요한 발달과업이다. 2020년 청소년종합실태보고서에 따르면, '나는 분명한 인생 목표가 있다'라는 항목에 76.8%의 청소년이 긍정적으로 응답한 것으로 나타났다(김기헌 외, 2021). 이는 많은 청소년이 미래에 대한 장기목표(예, 상급학교 진학, 취업)를 설정하고 있음을 시사한다. 그러나 이러한 장기목표를 실현해가는 과정에서 다양한 어려움을 겪는 것이 현실이기도 하다. 예를 들어, 청소년들의 학업스트레스와 우울은 초등학교 4학년부터 시작해서 5년 동안 지속적으로 증가했으며(김현순, 2014), 학업스트레스는 학교적응(김정현 외, 2014), 학업 중단 의도에 영향을 미쳤다(서보준, 이진열, 2018). 청소년들이 장기목표를 세우더라도 목표를 달성하는 과정에서 얼마든지 심리적인 역경과 어려움을 마주할 수 있고, 역경과 어려움이 학업이라는 주요한 목표에 부정적인 영향을 미칠 수 있다고 시시한다. 청소년들이 이러한 어려움을 견디며 목표를 달성하기 위해서는 심리적 자원이 필요할 것이다. 이와 관련하여 Duckworth 외(2007)는 장기목표를 성취한 사람들의 공통된 자질을 알아보는 과정에서 중요한 심리적 자원으로서 그릿(grit)이라는 특성을 발견하였다. 그릿은 장기목표의 달성을 위해 꾸준히 집중력 있게 몰두하며 목표를 쉽게 바꾸지 않으며, 오랜 기간 동안 인내하며, 실망하거나 지루함을 느껴도 포기하지 않고 도전 과제를 계속 수행하는 자질을 뜻한다. 따라서 그릿은 청소년기부터 구축되어야 할 심리적 자원으로 볼 수 있다. 실제로 그릿이 높은 학생들은 더 긴 학습시간을 투자하고, 높은 학업성취를 보이는 것으로 확인되고 있다(김진아, 2020). 본 연구는 이러한 그릿에 대해 행복과 행복성장이 유의한 역할을 할 수 있을 것으로 예측한다. 이에 대해 구체적으로 살펴보면 아래와 같다.

행복하거나 긍정적 정서를 자주 경험하는 것은 사람들이 자원을 구축하고, 접근 목적에 대한 관여를 증진하는 방향으로 생각하고, 느끼고, 행동하게 만든다고 여겨진다(Lyubomisky et al., 2005). 예를 들어, 행복한 사람들은 더 많은 친구를 사귀고, 가까운 친구가 있으며, 더 많은 사회 활동에 참여하고, 덜 행복한 사람들보다 다른 사람과 대화하는 시간이 더 많다고 한다(Diener & Seligman, 2002; Lucas et al., 2008; Mehl et al., 2010). 또한 행복한 근로자는 수입이 더 높은 경향이 있다(Peterson et al., 2011). 한 종단연구(최희철 외, 2022)는 더 행복한 아동들이 1년 뒤의 후행시점에서 우울이 유의하게 낮다고 보고하였다. 그리고 일부 연구(Fredrickson, 1998; Fredrickson & Levenson, 1998)는 긍정적 정서가 부정적 정서로 발생하는 심리적·신체적 악영향을 완화하고, 부정적 행동을 하려는 심리적·생리적 준비를 해체한다고 보고했다. 이러한 연구들을 종합해 보면, 행복한 것은 청소년들이 장기목표를 달성하는 과정에서 겪을 수 있는 실패와 좌절, 그리고 목표달성 과정에서 방해요인으로 작용할 수 있는 스트레스, 우울, 불안 등을 해소하는데 일조할 것으로 예측된다. 기분일치가설을 알아본 연구(Koster et al., 2005)에 따르면, 기분부전상태에 있을수록 긍정적 자극보다 부정적 자극에 더욱 주의를 기울이는 경향이 높다. 이러한 관점에 기반하면, 목표달성과 관련하여 실패와 좌절로 인해 부정적 기분에 빠지게 되면 개인은 자신의 능력을 과소평가하거나 목표달성의 성공적 측면보다 부정적 측면에 집중함으로써 동기가 줄어들 수도 있을 것이다. 그러나 다행히도, 행복이나 긍정적 정서를 빈번하게 경험하는 것은 이러한 부정적 정서의 좋지 못한 영향을 해소하는 효과가 있는 것으로 알려져 있다(Fredrickson, 1998; Fredrickson & Levenson, 1998). 따라서 행복하거나 시간이 경과함에 따라 지속적으로 행복이 증가하는 방향으로 성장하는 것은 목표달성을 방해하는 심리적 요인들의 부정적 효과를 예방함으로써 실패와 좌절을 하더라도 접근목적을 포기하지 않을 것임을 시사한다. 그리고 긍정적인 대인관계와 근로자의 높은 수입 등이 그저 쉽게 얻어지는 것이 아니란 것을 고려하면 행복하거나 행복이 상승해가는 사람은 좋은 결과를 획득하기 위해서 긍정적 자극에 주의를 기울이며 목표에 대한 흥미를 유지하고, 지속적인 노력을 했을지도 모른다.

행복한 상태는 긍정적인 자극과 긍정적인 측면에 더욱 주의를 기울이게 하는 경향과 관련이 있다는 것은 일부 연구에서 확인되었다. 예를 들어, 한 실험연구(Raila et al., 2015)는 행복하거나 삶에 만족하는 사람들이 세상을 더욱 긍정적인 관점에서 본다는 결과를 제시하였다. 그리고 긍정적 정보에 대한 주의는 접근 동기와 행동을 높이는 것으로 알려져 있다(Goetz et al., 2008). 이러한 연구들에 기반하면, 행복한 상태에 있는 사람은 목표달성 과정에서 긍정적인 자극에 주의를 기울이게 되고 접근행동을 함으로써 흥미를 잃지 않고, 노력을 지속할 수 있을 것으로 보인다. 이러한 추론은 행복과 그릿 사이의 상관관계를 알아본 연구에서는 추론에 일치하는 결과가 확인되어 왔다. 예를 들어, 한 연구(Singh & Jha, 2008)는 대학생들을 대상으로 행복, 긍정적 정서, 삶의 만족이 높을수록 그릿이 높다는 결과를 제시하였다. Hill 외(2016)는 북미 대학생들의 긍정적 정서와 그릿 사이의 유의한 정적 상관관계를 보여주었다. Vela 외(2015)는 긍정적 정서의 한 측면인 희망이 높을수록 그릿이 유의하게 높다는 결과를 제시하였다. 한편, 행복과 그릿의 하위요인(흥미유지, 노력지속) 간의 관계를 알아본 연구들도 있다. 예를 들어, Disabato 외(2019)의 연구는 15세 이상의 청소년과 성인을 대상으로 행복은 노력지속과는 유의한 상관을 보였으나, 흥미유지 와는 그렇지 않다는 결과를 보여주었다. 이는 행복이 노력지속과 흥미유지에 서로 다른 효과를 보일 수 있다고 시사한다. 어쨌든 이 상관관계 결과들은 행복과 그릿이 연관성이 있다는 것을 분명하게 보여준다. 하지만, 상관관계 연구는 횡단연구여서 행복이 그릿에 미치는 시간차 효과, 즉 전망적 효과를 보여주지 못하고 행복에서의 개인차만 다룰 수 있을 뿐이므로, 시간이 경과하면서 행복성장(변화율)이 높아지거나 낮아지는 경향, 즉 개인 내 변화에서의 개인차가 그릿(흥미유지와 노력지속)에 어떤 효과를 보일지 알아보는 것은 의미 있는 일이 될 것이다.

Duckworth 외(2007)는 장기목표에 대해 흥미를 유지하고, 노력을 지속하려면 장기적인 의도적 연습과 같은 자원이 필요하다고 하였다. 그리고 긍정적 정서의 확장-구축이론(Fredrickson, 1998)에 따르면, 긍정적 정서가 높은 사람은 행동 레퍼토리와 사고의 유연성이 확장된다고 한다. 그리고 앞서 살펴본 실험연구(Raila et al., 2015)는 행복할수록, 삶에 만족할수록 부정적인 관점에서 세상을 바라보기보다 더욱 긍정적인 관점에서 본다는 결과를 제시 하였다. 따라서 본 연구는 행복의 수준이 높거나 시간이 경과하면서 행복이 성장하는 사람은 목표의 달성 과정에서 실패나 역경을 만나더라도 연습의 과정으로 여기고, 자신이 이룬 개선과 진보와 같은 긍정적인 자극에 주의를 기울임으로써 접근동기와 행동을 유지할 수 있을 것으로 추론하였다. 즉, 흥미를 잃지 않고, 노력을 지속할 가능성이 높을 것으로 예측된다. 이와 관련하여 대학생 대상의 한 연구(권대훈, 2018)는 긍정적 정서가 목표몰입에 정적 영향을 미친다는 결과를 제시하였다. 다른 연구(박상희 외, 2023; 최희철, 김영미 외, 2024)는 행복과 행복성장이 역경에도 불구하고 노력을 더 많이 하게 만드는 요인으로 간주되는 자기효능감(Bandura, 1997)을 정적으로 유의하게 예측한다는 결과를 제시하였다. 지금까지의 살펴본 선행연구들에 기반하면, 행복한 중․고등학생, 그리고 행복이 성장해가는 중․고등학생은 긍정적인 자극에 주의를 더욱 기울이고, 목표에 몰입하고, 자기효능감이 높은 성향이 있을 수 있고, 이는 목표달성과 관련하여 흥미를 잃지 않고 유지하며, 노력을 지속할 가능성이 있다고 시사한다. 따라서 본 연구는 행복과 행복성장이 높을수록 그릿의 하위요인인 흥미유지가 높고, 노력지속이 높을 것으로 예측하였다.

3. 행복, 행복성장과 수면의 질

본 연구는 행복과 행복성장이 중·고등학생 시기 청소년의 수면의 질에도 유의한 영향을 미칠 것으로 기대한다. 우선, 중·고등학생 시기의 수면과 관련한 몇 가지 문제점을 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 중·고등학생 시기가 되면 수면시간이 더욱 줄어든다. 왜냐하면 이 시기는 등교 시간은 빨라지고 학습량은 증가하는가 하면, 청소년 스스로 취침 시간을 결정하는 것과 같은 요인으로 인해 수면시간이 짧아지는 경향이 있다. 수면시간에 대한 알아본 Ivo 외(2003)는 3개월에서 16세까지 총수면 지속시간을 비교하였을 때, 총수면 시간은 연령이 증가할수록 감소한다는 것을 보여주었다. 둘째, 중·고등학생 시기에 경험할 수 있는 우울과 같은 부정적 정서 문제가 수면의 질을 저하시키는 경향이 있다. 적당한 시간만큼 수면을 취하는 것도 중요하지만, 숙면을 취하고 상쾌하게 일어났다는 느낌 또한 수면과 관련하여 중요하다. 그런데 우울과 같은 부정적 정서는 수면의 질 저하와 유의한 상관관계가 있다고 알려져 있다(정은혜, 이소연, 2017). 그리고 청소년의 부정적 정서와 수면 사이의 관계를 알아본 종단연구를 종합한 메타 분석 연구(Bacaro et al., 2024)에 따르면, 선행 시점(T1)에서의 감정적 어려움, 우울, 불안 등은 이후 시점(T2)의 수면의 질에 좋지 않은 영향을 미친다는 결과를 제시하였다. 이러한 종단적 연구 결과는 부정적 정서들이 청소년기 중․고등학생의 수면의 질을 방해하는 주요한 요인 중의 하나라고 제안한다. 셋째, 사회환경적 변화가 중·고등학생의 수면에 영향을 미치기도 한다. 예를 들어, 테크놀러지의 발달과 그 영향으로 인하여 청소년기에 늦은 시간까지 스마트폰을 사용하는 경향 또한 숙면을 방해할 수 있다. 이러한 다양한 이유로 수면시간이 부족하거나 수면의 질이 감소되면서 정신건강의 문제가 발생하고 있고, 이에 대한 개입 방법으로 인지행동치료, 수면교육, 요가 등의 프로그램을 실시하여 수면을 개선하려는 노력까지 이루어지고 있는 실정이다(Scott et al., 2021).

최근에 일부 연구(Ong et al., 2017; Steenbergen et al., 2021)는 행복의 이득에 초점을 맞추기도 하는데, 이 연구들이 수면과 관련하여 시사하는 점도 있다. 예를 들어, 행복과 같은 긍정적 정서는 수면을 방해하거나 수면의 질을 떨어뜨릴 것 같은 스트레스 사건으로 인해 몸과 뇌에 축적되는 스트레스 반응을 완화할 수 있고(Steenbergen et al., 2021), 행복과 같은 긍정적 정서 성향은 대인관계 갈등을 겪더라도 갈등에 대한 부정적 평가를 줄이고 적응적 대처를 하게 촉진하므로 수면의 질을 악화시키지 않을 수 있다고 여겨진다(Ong et al., 2017). 그리고 행복과 같은 긍정적 정서가 실험실에서 유발되면 수면의 질을 방해하는 것과 관련된 부정적 정서인 두려움, 공포, 슬픔 등을 해소시키는 효과가 있다고 알려져 있다(Fredrickson, 1998). 이러한 연구들은 행복이 수면의 질에 영향을 미칠 수 있다고 제안하는 것이다.

그러나 현재까지의 연구들은 수면과 행복의 관계를 다루는 데 있어서 수면이 행복에 영향을 미친다는 결과와 반대로 행복이 수면에 영향을 미친다는 혼재된 결과를 제시하고 있는 실정이다(김한나 외, 2015; Lemola et al., 2013; Owens et al., 2014; Shen et al., 2018). 이 두 관점과 관련하여 Diener(1984)는 빈약한 수면은 안녕에 부정적 영향을 줄 뿐만 아니라, 그 반대로 고통받는 사람도 잠을 이루지 못하므로 두 변인은 양방향적(bidirectional) 관계에 있을 것으로 보았다. 그러나 최근에 청소년을 대상으로 쾌락적 안녕 및 심리적 안녕과 수면 사이의 종단적 연구를 메타 분석한 연구(Bacaro et al., 2024)는 이 변인들 사이의 관계에 대해 더욱 분명한 결과를 보여 주었다. 이 연구의 결과에 의하면, 자기실현적 측면의 행복을 뜻하는 심리적 안녕은 장래의 수면의 질에 영향을 미쳤고, 수면의 질 또한 장래의 심리적 안녕에 영향을 미쳤다. 그러나 쾌락적 측면의 행복을 뜻하는 주관적 안녕(긍정적 정서, 부정적 정서, 삶의 만족)과 관련해서는 수면의 질이 장래의 주관적 안녕에 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 하지만 이 연구에서 쾌락적 측면의 행복이 수면의 질에 미치는 영향에 대해서는 분석 대상으로 포함될 연구가 없어서 메타 분석되지 않았다. 이러한 메타 분석 연구에서 나타난 쾌락적 측면의 행복이 수면의 질에 미치는 효과에 대한 연구의 공백은 다수의 실증적 연구로 보완될 것을 요구한다. 따라서 이러한 한계를 보완하는 한편, 본 연구의 주요 관심이 행복의 이득에 있으므로, 본 연구는 우선적으로 행복(초기치)의 개인차와 시간 경과에 따른 행복성장(변화율)의 개인내 변화가 중·고등학생 시기 수면의 질에 유의한 영향을 미치는지에 초점을 맞춘다.

청소년기 행복과 수면의 관계에서 행복이 수면에 미치는 영향을 알아본 국내 연구도 일부 있다. 예를 들어, 김영선 외(2015)는 청소년기 행복이 주중 평균 수면시간에 영향을 미치며, 초등학생 대상의 한 종단연구(최경일, 2022)는 행복이 이후 시점의 수면시간에 유의한 영향을 미친다는 결과를 보여주었다. 그리고 채명옥(2017)의 연구는 주관적 행복이 수면의 질(수면 충족감)에 영향을 미치는 요인이라고 보고하였다. 그러나 국내에서도 외국과 마찬가지로 행복이 수면의 질에 미치는 영향에 대한 연구는 부족하므로 이런 격차를 보완해야 할 것이다. 그리고 선행연구들(김영선 외, 2015; 채명옥, 2017; 최경일, 2022)과 선행종단 연구(Bacaro et al., 2024)는 행복의 개인차와 수면의 질의 관계를 알아보았을 뿐이어서, 점진적인 행복성장의 궤적에서의 개인차가 수면의 질에 미치는 효과에 대해서 알려주는 것이 없다. 따라서 본 연구는 장기간의 관점에서 행복(초기치), 행복성장(변화율)과 청소년기 수면의 질에 대해 알아본다는 점에서 선행연구를 보완 확장하고자 한다. 그리고 본 연구는 행복과 같은 긍정적 정서가 스트레스 사건으로 인한 몸과 뇌의 스트레스 반응을 완화하는 효과(Steenbergen et al., 2021)를 가지고, 우울, 불안과 같이 수면을 방해하는 청소년기 내현화 증상(Bacaro et al., 2024)을 구성하는 부정적 정서의 악영향을 해소하고 원래의 상태로 회복시키는 효과를 고려하면, 행복(초기치)이 높을수록 청소년기 수면의 질이 좋을 것으로 예측하였다. 그리고 수면의 질을 방해할 수 있는 스트레스 사건이나 부정적 정서는 특정 시점에서만 발생하는 것이 아니며, 생활상에서 언제라도 발생할 수 있다는 것을 고려하면, 시간이 경과하면서 행복의 수준이 점진적으로 상승해가는 중․고등학생은 지속적으로 이들의 부정적 효과를 해소할 가능성이 높아질 것이므로 수면의 질이 높을 것으로 예측하였다.

종합하면, 본 연구는 중․고등학생 시기의 청소년을 대상으로 행복(초기치), 행복성장(변화율)이 그릿과 수면의 질에 미치는 영향을 알아보고자 한다. 이러한 영향을 알아보는 데 있어서 인과적 추론의 강도를 높이기 위해서는 종속변인의 자기회귀효과를 통제하는 것이 필요할 것이다. 이를 위해 본 연구는 중학교 1학년(1차 시점)의 흥미유지, 노력지속, 수면의 질 각각이 고등학교 1학년(4차 시점)의 흥미유지, 노력지속, 수면의 질 각각에 미치는 자기회귀효과를 통제하였다. 어떠한 변인을 예측함에 있어 가장 중요한 통제변인 중의 하나는 이전시점의 변인 그 자체이므로 본 연구는 이를 통제변인으로 포함하였다. 그리고 인구학적 변인으로서 연령, 교육수준 등은 이미 중1학년부터 동일학년을 코호트로 하여 계속 조사되므로 이미 통제되거나, 시간 변인으로서 이미 본 연구의 모형에 포함되었으므로 통제변인으로 사용하지 않았다.

1. 연구 대상

본 연구는 한국아동·청소년패널조사 2018(이하: KCYPS 2018)(한국청소년정책연구원, 2021)의 중1학년 패널조사에 참여한 중학생 2,590명 중에서 4회의 조사(중1, 중2, 중3, 고1)에서 네 번 모두 응답한 2,160명을 대상으로 하였다. 중1학년 패널은 2018년 중학교 1학년에 재학 중인 학생들을 모집단으로 하고, 교육부의 2017 교육기본 통계를 표집의 틀로 설정하였다. 중1학년 패널은 다단계층화집락표집법을 사용하여 표본을 추출하였다. 즉, 전국 17개 시도의 3,213개의 중학교 1학년 학급(16,501개)에 재학 중인 중학생 448,816명을 모집단으로 설정하였다. 그런 다음, KCYPS 2018은 시도별 2개의 중학교를 최소 표본으로 먼저 할당하고, 각 시도별로 학생의 수를 기준으로 비례 배분하고, 최종적으로 131개를 표집하였다. 이 방법은 층별 특성을 반영하는 대표성 높은 표본을 표집하는 장점이 있다. 첫 조사에 참여한 중1학년 2,590명(남학생: 1,405명, 여학생: 1,185명)이었다. 이 중에서 2,160명이 1차 연도(2018년)에서 4차 연도(2021년)까지 4회 모두 조사에 응하였다.

2. 연구 도구

3. 자료 분석 및 모형 평가

1. 측정 모형

행복, 흥미유지, 노력지속, 수면의 질의 종단적 구인 동일성을 알아본 결과는 <표 1>과 같다. 첫째, 형태 동일성 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .947, .935로 기준(.92 이상)에 적합하였고, CFI와 RMSEA를 조합할 때 각각 .947, .031로 기준(.92 이상, .08 미만)에 적합하였다. 둘째, 측정 동일성 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .947, .937로 기준 (.92 이상)에 적합하였고, CFI와 RMSEA를 조합할 때 각각 .947, .030으로 기준(.92이상, .08 미만)에 적합하였다. 셋째, 절편 동일성 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .942, .933으로 기준(.92 이상)에 적합하였고, CFI와 RMSEA를 조합할 때 각각 .942, .031로 기준(.92이상, .08 미만)에 적합하였다. ΔCFI 는 각각 .000, .005로 .01을 초과하지 않았고, 이는 형태 동일성 모형과 측정 동일성 모형, 측정 동일성 모형과 절편 동일성 모형 간에 차이가 없음을 뜻한다. 최종 모형으로 절편동일성 모형을 선택하였다.

최종모형인 절편 동일성 모형의 요인계수는 <표 2>와 같다. 척도 설정 문항을 제외한 모든 문항의 요인계수는 유의하였다. 비표준화 회귀계수는 시점별로 동일화 제약이 설정되었으므로 그 값이 동일하다.

잠재변인 사이의 상관계수는 <표 3>과 같다. 첫째, 중1, 중2, 중3, 고1 시기의 행복이 높을수록 고1 시기의 흥미유지가 높았다. 둘째, 중1, 중2, 중3, 고1 시기의 행복이 높을수록 고1 시기의 노력지속이 높았다. 셋째, 중1, 중2, 중3, 고1 시기의 행복이 높을수록 고1 시기의 수면의 질이 높았다.

2. 행복과 행복성장: 무조건부 고차 잠재성장모형

무조건부 고차 잠재성장모형에서의 행복(초기치)과 행복성장(변화율)은 <표 4>와 같다. 곡선변화 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .985, .981로 기준(.94이상)에 적합하였고, CFI 와 RMSEA 를 조합할 때 각각 .985, .030으로 기준 (.94 이상, .07 미만)에 적합하였다. 선형변화 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .984, .980으로 기준(.94 이상)에 적합하였고, CFI 와 RMSEA 를 조합할 때 각각 .984, .028로 기준(.94 이상, .07 미만)에 적합하였다. 두 모형 간의 ΔCFI 는 각각 .001로 .01을 초과하지 않았고, 이는 두 모형 간에 차이가 없으며, 더 간명한 모형이 선형변화 모형이므로 두 모형의 비교에서는 선형모형을 선택하였다. 무변화 모형의 CFI 와 TLI 는 각각 .968, .962로 기준 (.94 이상)에 적합하였고, CFI 와 RMSEA 를 조합할 때 각각 .968, .043으로 기준(.94 이상, .07 미만)에 적합하였다. 하지만 무변화 모형은 선형변화 모형보다 적합도가 나빴고, ΔCFI 는 .016으로 .01을 초과하였으므로, 두 모형의 비교에서는 선형변화 모형을 선택하였다. 따라서 본 연구는 무조건부 고차잠재성장 모형에서 선형변화 모형을 최종모형으로 선택하였다.

행복과 행복성장의 고차 잠재성장모형의 추정치는 <표 5>와 같다. 선형변화 모형의 행복(초기치) 평균(3.212, p<.001)과 행복(초기치) 변량(.167, p<.001)은 유의하였다. 이는 행복(초기치)의 시작점의 수준이 0이 아니며, 개인 간 차이가 있음을 의미한다. 행복성장(변화율)의 평균(-.045, p<.001), 행복성장의 변량(.017, p<.001)은 유의하였다. 이는 행복성장(변화율)의 평균 궤적은 시간이 경과하면서 감소하고, 개인 간 행복성장의 방향에서 개인차가 있음을 의미한다.

3. 구조모형: 행복과 행복성장의 조건부 고차 잠재성장모형

행복(초기치), 행복성장(변화율)과 그릿(흥미유지, 노력지속), 수면의 질 사이의 관계를 나타낸 구조모형의 적합도는 <표 6>과 같다. CFI 와 TLI 가 각각 .942, .934로 기준(.92 이상)에 적합하였고, CFI와 RMSEA를 조합할 때 각각 .942, .031로 기준(.92 이상, .07 미만)에 적합하였다. 구조모형의 추정 결과는 <표 7>, [그림 1]과 같다. 행복과 행복성장이 고1 시기의 흥미유지, 노력지속, 수면의 질에 미치는 효과를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 고1 시기의 흥미유지에 대한 중1 시기의 흥미유지(B=.268, β=.277, p<.001), 노력지속(B=.239, β=.115, p>.05), 수면의 질 (B=.065, β=.075, p<.05)이 미치는 효과를 통제한 뒤에, 행복(B=.137, β=.113, p<.05)과 행복성장(B=1.081, β =.296, p<.001)은 고1 시기의 흥미유지에 정적으로 유의한 효과를 보였다.

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그림 1

구조모형의 검증 결과

둘째, 고1 시기의 노력지속에 대한 중1 시기의 흥미유지(B=.043, β=.108, p<.05), 노력지속(B=.316, β=.367, p<.001), 수면의 질(B=.017, β=.046, p>.05)이 미치는 효과를 통제한 뒤에, 행복(B=.080, β=.160, p<.05)과 행복성장(B=.780, β=.516, p<.001)은 고1 시기의 노력지속에 정적으로 유의한 효과를 보였다.

셋째, 고1 시기의 수면의 질에 대한 중1 시기의 흥미유지(B=.032, β=.029, p>.05), 노력지속(B=.152, β=.064, p>.05), 수면의 질(B=.213, β=.216, p<.001)이 미치는 효과를 통제한 뒤에, 행복(B=.200, β=.146, p<.01)과 행복성장(B=1.360, β=.329, p<.001)은 고1 시기의 수면의 질에 정적으로 유의한 효과를 보였다.