Ⅰ. 서론

청소년에게 있어서 학교는 일상생활에서 가장 많은 시간을 보내면서 성장하고 발달하는 공간이며 교사로부터 학문적인 지식 습득 외에도 교사와 또래관계를 통해 사회를 알아가는 대인관계를 학습하는 중요한 장소이다[1]. 그러나 이러한 과정을 거치지 못하고 다양한 이유에서 학교 밖을 맴도는 청소년을 “학교 밖 청소년”이라고 「학교 밖 청소년 지원에 관한 법률」로 2015년 5월부터 시행되고 있다. 과거 학교 밖 청소년들을 지칭할 때 학업중단 청소년, 학교 중퇴, 학업중퇴 청소년 등과 같이 다양하게 사용되었다[2]. 무엇보다도 이러한 청소년기에 학교 밖 청소년으로 살아가기에는 주변의 편견과 차가운 시선, 가족 갈등, 친구관계단절, 사회적 혜택 소외, 미래불안, 심리정서적 영향 등을 야기 시키는 이중적인 어려움에 처하게 된다[3].

우리나라 청소년들의 학업 중단율은 다음과 같다. 먼저 학업중단자란 엄격한 의미에서 의무교육의 범주에 들지 않는 고등학교 교육에서 자퇴(질병, 가사, 부적응, 해외출국 및 기타), 퇴학(품행), 제적, 유예, 면제의 사유로 중도에 학업을 중단한 학생들을 말하며, 의무교육에 해당하는 초등학교와 중학교의 경우에는 유예(질병, 장기결석, 미인정 유학)와 면제(질병, 해외출국)가 해당된다. 전반적인 변화 양상을 살펴보면, 초등학교 학업중단률은 1980학년도부터 2018년도까지 1%가 되지 않는 낮은 학업중단을 보였으며, 2000학년도부터 0.5% 안팎의 수준을 유지해 왔다. 중학교의 학업중단률은 1980년부터 1% 내외 수준으로 유지되다가 2010학년도 이후로 감소 추세로 2018학년도 현재 0.7%로 나타났다.

특히, 고등학교 학업중단률은 1985학년도에 3%로 역대 최고치를 기록하였고, 전반적으로 감소하다가 2015학년도부터 다시 증가하기 시작하여 2018학년도에는 1.6%의 학업중단률이 나타났으며, 이는 의무교육인 초등학교와 중학교에 비해 두 배 이상인 수치다. 특히 고등학교 학업중단률의 특징은 고등학교 1학년과 2학년의 학업중단률이 고등학교 3학년의 학업중단률보다 휠씬 크다는 것이다. 2018학년도의 경우에도 고등학교 3학년의 학업중단률은 0.4%인 반면, 고등학교 1학년은 2.9%, 고등학교 2학년은 1.8%로 나타나 고등학교 3학년의 학업중단률보다 훨씬 높음을 알 수 있다[4].

현재, 학업중단 청소년을 위해 교육부에서 학교 종합안 전망시스템(wee project)을 실시하고 있다. 또한, 학업중단 청소년을 위한 관련 법률을 통해 제도적 지원도 마련되어 있다. 그 외에도 2007년 취약 청소년 자립 지원 프로그램(두드림존), 검정고시지원 프로그램(해밀), 2013년 10월 ‘학업 중단 숙례제’, 전국 202개의 ‘학교 밖 청소년지원센터(꿈드림센터)’ 등이 있다[5]. 이처럼 학업중단 청소년을 위해 국가에서 제도적으로 많은 지원을 하고 있지만, 실질적인 제도적 혜택은 학업중단 청소년이 아닌 학업을 중단하지 않고 학교에 다니고 있는 청소년들에게 집중되어 있다[6].

청소년기 우울은 가정생활, 학교생활 등에서의 부적응, 문제행동을 일으킬 수 있으며, 이후 성인기 우울의 원인이 되기도 한다. 특히, 청소년기 우울은 성인보다 더욱 충동적이고 자기조절이 어려워 자살과 같은 극단적인 선택을 할 수 있으므로 그 심각성이 더욱 크게 문제화 되고 있다[7]. 자아존중감은 개인의 사고나 생각 속에 표현되는 자신에 대한 가치판단이며, 한 개인의 행동을 결정하는데 중요한 영향을 미친다고 볼 수 있다[8]. 부모애착의 경우 부모와 애착관계를 형성 하지 못한 청소년의 부모의 일방적인 기대에 내적 부담감은 일탈 행위를 높이는 것으로 나타났다[9]. 또래애착의 경우 청소년들은 또래 집단과 어울려 행복을 느끼고 죄의식이나 긴장감을 감소시킨다. 이 시기 또래관계는 성숙한 사회인이 되기 위해 사회적 기술 습득과 사회·정서적 지원을 받으며 사회적 자신감을 높여주는 중요하다. 안정적인 또래관계는 학교적응에 좋은 영향을 주며 비행 행동이나 정신건강에 직접적으로 영향을 주는 중요한 보호 요인이다[10][11].

선행연구로는 학업중단 청소년 또는 학교 밖 청소년의 연구는 주로 사회적낙인감과 우울에서 자아존중감의 매개효과연구[6][12]가 있으며, 사회적 낙임감과 우울에서 자아탄력성을 다룬 연구[13]로 이루어져 좀 더 많은 연구들이 필요로 한다. 먼저, 우울과 자아존중감에 대한 상관관계를 가진다고 보는 연구로는 [14]가 있다. 또한 청소년의 우울과 자아존중감에 대한 가정 외 보호 여부와 또래애착 연구에는 [15]가 있는데 한정된 연구로 이루어졌다. 특히 일반청소년보다 힘든 청소년기를 지내는 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 관계를 이해하는 것은 매우 중요한 과제 중 하나이다. 또한 학업중단 청소년은 부모와 또래관계에서 형성된 애착 관계가 성인기 사회화에 큰 힘이 되어주는 것을 감안한다면 이들의 관계를 보다 심도 있게 파악하는 것이 필요하다. 따라서 본 연구에서는 이러한 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 간에서 부모애착, 또래애착의 매개효과의 연구를 통해 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감에 부모애착과 또래애착의 영향을 정확한 실태 파악을 통해 기존 연구의 이론적 근거를 제시하고자 한다.

이에 본 연구는 학업중단 청소년의 우울가 자아존중감에 미치는 영향을 고찰하고, 우울과 자아존중감 간의 관계에서 부모애착, 또래 애착의 매개효과를 규명하는데 목적이 있다. 본 연구에서는 다음과 같은 연구 질문을 검증하고자 한다. 첫째, 학업중단 청소년의 우울, 자아존중감, 부모애착, 또래애착 간에는 어떤 상관관계가 있는가? 둘째, 부모애착은 학업중단 청소년 우울과 자아존중감 간의 관계에 대한 매개효과가 있는가? 셋째, 또래애착은 학업중단 청소년 우울과 자아존중감 간의 관계에 대한 매개효과가 있는가? 본 연구는 학업중단 청소년의 우울가 자아존중감에 영향을 미치는 과정에서 부모애착, 또래 애착의 매개효과를 검증함으로써, 학업중단 청소년의 자아존중감의 원인 중 우울의 대한 부모애착, 또래애착과 관련된 효과적인 개입방법 및 예방프로그램을 개발하고 모색하는 데 유용한 자료가 될 것으로 기대된다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구모형

학업중단 청소년의 우울, 자아존중감 및 부모애착, 또래애착 간의 관계를 검증하기 위한 연구모형은 [그림 1]과 같다. 본 연구는 우울이 자아존중감에 영향을 미치고[14][15], 부모애착과 또래 애착의 영향을 주는[15] 선행연구 결과에 근거하여 [그림 1]의 연구모형이 설정되었다.

그림 1. 연구모형

이러한 연구모형에 근거하여 본 연구에서 검증하고자 하는 연구가설은 다음과 같다.

가설 1) 학업중단 청소년의 우울, 자아존중감 및 부모애착, 또래애착 간에는 정적 및 부적인 상관관계가 있을 것이다.

가설 2) 부모애착은 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 간의 관계에서 매개효과를 가질 것이다.

가설 3) 또래애착은 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 간의 관계에서 매개효과를 가질 것이다.

2. 연구대상 및 자료수집

본 연구에서는 한국청소년정책연구원이 수집한 학업중단 청소년 패널조사 5차년도(2017) 조사데이터를 사용하여 데이터를 분석하였다. 이 데이터는 2017년 6월 ~ 8월에 일반 학업중단 청소년 318명(1차 구축 패널 대비 41.0%)으로 구조화된 설문지를 활용한 1:1 대면 면접 조사로 실시되었다. 이 중 결측치를 제외한 학업중단 청소년 315명의 자료를 분석하였다.

3. 변수의 조작적 정의 및 측정

3.1 인구사회학적 특성

본 연구에서 분석하여 활용한 학업중단청소년패널 2017 연구대상자의 인구사회학적 특성은 성별, 연령, 가정경제수준, 현재 주거형태, 건강상태, 부모와 거주 여부 등에 대한 문항으로 총 6문항으로 구성되어 있다.

3.2 우울

우울은 박봉선(2019)청소년이 스스로를 불행하거나 우울하다고 평가하는 정도를 말한다[6]. 본 연구에서는 박봉선(2019)의 근거하여 우울을 청소년이 자신의 감정을 조절할 수 없을 정도의 불안과 두려움으로 감정적 침체로 정의하고자 한다.

우울의 측정을 위해 이경상 외(2011)의 한국 아동 청소년 패널 조사 중1패널 2차년도 조사에서 사용한 문항 중 10개를 진단 척도로 사용되었다[16]. 우울 척도는 총 10문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 리커트(Likert)척도를 이용하여 “전혀 그렇지 않다”(1점)부터 “매우 그렇다”(4점)로 측정되었다. 우울의 크론바흐 알파 계수는 .904로 나타났다.

3.3 부모애착

부모애착은 김재엽, 남보영(2012)에서 건강한 부모로부터 안정적이고 일관된 정서지지를 받아 형성된 관계를 말한다[17]. 본 연구에서는 김재엽, 최윤희, 장대연(2019)의 근거하여 부모애착은 부모와 자녀 간에 일관적인 정서지지로 인한 신뢰와 믿음을 가지게 된 관계로 정의하고자 한다.

부모애착의 측정을 위해 최인재 외(2012)에서 사용한 진단 척도로 측정되었다[18]. 부모애착 척도는 총 8문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 리커트(Likert) 척도를 이용하여 “전혀 그렇지 않다”(1점)부터 “매우 그렇다”(4점)로 측정되었다. 부모애착의 크론바흐 알파 계수는 .898로 나타났다.

3.3 또래애착

또래애착이란 이수하(2005)에서는 또래와 형성한 정서적 유대 관계를 의미하며 감정과 사고를 교류하는 상호작용으로 정의하였다[19]. 본 연구에서는 이수하(2005)의 근거하여 또래 친구들 간에 형성되는 심리사회적 상효작용으로 정의하고 한다.

또래애착 측정을 위해 이경상 외(2011)에서 사용한 진단 척도로 측정되었다[19]. 또래 애착 척도는 총 3문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 리커트(Likert) 척도를 이용하여 “전혀 그렇지 않다”(1점)부터 “매우 그렇다”(4점)로 측정되었다. 또래애착의 크론바흐 알파 계수는 .847로 나타났다.

3.4 자아존중감

자아존중감이란 Rosenberg(1979)는 자기 자신을 존경하는 정도와 스스로를 가치 있는 사람으로 생각하는 정도이며, 이러한 자아존중감은 선천적으로 형성되는 것이 아니라 타인과의 관계를 통해 형성되는데, 자신에 대한 타인의 긍정적 또는 부정적인 타인의 평가가 많이 미친다[6][20]. 본 연구에서는 Rosenberg(1979)를 인용하여 자신을 긍정적으로 생각하고 타인 관계를 원활히 하는 정도로 정의하고자 한다.

자아존중감의 측정을 위해 최인재 외(2012)에서 사용한 진단 척도를 측정되었다[18]. 자아존중감 척도는 총 5문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 리커트(Likert)척도를 이용하여 “전혀 그렇지 않다”(1점)부터 “매우 그렇다”(4점)로 측정되었다. 자아존중감의 크론바흐 알파계수는 .869로 나타났다.

표 1. 조사도구의 구성과 내용

4. 자료분석방법

본 연구에서는 한국청소년정책연구원이 수집한 학업중단 청소년 패널조사(2017)의 데이터를 분석하였다. 청소년의 우울, 자아존중감, 부모애착, 또래애착의 관계를 알아보기 위해 SPSS 21.0 통계프로그램을 사용하여 다음의 분석을 실시하였다. 첫째, 연구대상의 인구 사회학적 특성과 우울, 자아존중감, 부모애착, 또래애착에 대한 빈도수와 백분율, 평균을 산출하기 위하여 기술통계로 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 우울, 부모애착, 또래애착, 자아존중감의 관계를 파악하기 위해 상관관계 분석(Pearson)을 실시하였다. 셋째, 우울과 자아존중감에 대한 부모애착, 또래애착의 매개효과를 검증하기 위해 매개 회귀분석을 실시하였다.

Ⅲ. 연구결과 및 분석

1. 조사대상자의 인구사회학적 특성

조사대상자의 인구사회학적 특성은 다음 [표 2]와 같다. 조사대상자의 성별은 남성 165명(52.4%), 여성 150명(47.6%)이었고, 연령은 1996년생 112명(35.6%), 1997년생 85명(27%), 1995년생 68명(21.6%), 1998년생 28명(8.9%), 1994년생 7명(2.2%) 순으로 나타났다. 현재 주거형태로는 부모와 동거는 223명(70.8%), 월세자취 55명(17.5%0, 친인척 등 아는 사람(선배, 친구)집은 14명(4.4%), 전세자취 9명(2.9%), 학교기숙사 6명(1.9%), 회사기숙사 2명(.6%) 외 기타 6명(1.8%)이며, 가정경제수준으로는 보통 1수준 132명(41.9%), 매우 못 산다 3수준 71명(22.5%), 보통 2수준 44명(14%), 매우 못 산다 2수준 41명(13%), 보통수준 3수준 17명(5.4%), 매우 못 산다 1수준 10명(3.2%) 순으로 나타났다. 다음은 건강 상태로는 건강한 편이다 192명(61%), 건강하지 못하다 66명(21%), 매우 건강하다 44명(14%), 전혀 건강하지 못하다 13명(4.1%)이며, 부모와 함께 거주여부는 부모와 함께 거주 220명(69.8%), 부모와 독립 47명(14.9%), 부모와 일시적 따로 거주 44명(14%), 무응답 4명(1.3%)로 나타났다.

표 2. 인구사회학적 특성

2. 주요변수의 기술통계

본 연구의 주요변수에 대한 기술통계는 다음 [표 3]과 같다. 우울의 경우 평균 20.78로 최소값과 최대값의 중간치보다 낮은 것으로 나타났다. 부모애착의 경우 평균 22.73으로 최소값과 최대값의 중간치보다 높은 것으로 나타났다. 또래애착의 경우 평균 9.31로 최소값과 최대값의 중간수준으로 나타났다. 자아존중감의 경우 평균 14.81로 최소값과 최대값의 중간치보다 높은 것으로 나타났다.

표 3. 주요변수의 기술통계

3. 우울, 부모애착, 또래애착 및 자아존중감 간의 상관관계

학업중단 청소년의 우울, 부모애착, 또래애착 및 자아존중감 간의 상관관계 분석결과는 [표 4]와 같다. 먼저, 학업중단 청소년의 우울은 부모애착, 또래애착, 자아존중감의 모두 부적인 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 부모애착의 경우 또래애착, 자아존중감 모두 정적인 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 또래애착의 경우 자아존중감에 정적인 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구의 “학업중단 청소년의 우울, 자아존중감 및 부모애착, 또래애착 간에는 정적 및 부적인 상관관계가 있을 것이다”라는 가설 1)은 지지되었다.

표 4. 주요변수의 상관관계 분석

4. 학업중단 청소년 우울과 자아존중감에 대한 부모애착, 또래애착의 매개효과

학업중단 청소년의 우울와 자아존중감에 대한 부모애착, 또래애착의 영향에 대한 분석결과는 [표 5]와 같다. 먼저, 우울와 자아존중감에 대한 부모애착과 또래애착에 대한 매개효과의 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 우울와 자아존중감에 대한 부모애착의 매개효과를 검증한 결과, 우울와 자아존중감에 대한 β값은 -.471로 부적으로 유의하였으며, 우울와 부모애착의 β값은 -.350으로 부적으로 유의하였다. 여기에서 부모애착이 자아존중감에 영향을 줄 때의 β값은 .179로 정적으로 유의하였다. 즉, 부모애착은 우울와 자아존중감 간의 관계에서 정적인 매개효과가 있음을 알 수 있다. 둘째, 우울 와 자아존중감 간의 관계에서 또래애착의 매개효과를 검증한 결과, 우울과 자아존중감에 대한 β값은 -.446로 부적으로 유의하였으며, 우울과 또래애착의 β값은 -.337로 부적으로 유의하였다. 여기서 또래애착이 자아존중감에 영향을 줄 때의 β값은 .258로 정적으로 유의하였다. 즉, 또래애착은 우울과 자아존중감에 대해서 정적으로 매개됨이 확인되었다.

표 5. 학업중단 청소년 우울과 자아존중감에 대한 부모애착, 또래애착의 영향

***p<.001.

그림 2. 우울과 자아존중감의 부모애착 매개효과

그림 3. 우울과 자아존중감의 또래애착 매개효과

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 학업중단 청소년의 우울, 자아존중감 및 부모애착, 또래애착 간의 상관관계를 분석하고, 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 간에 작용하는 부모애착, 또래애착의 매개효과를 분석하는 데 목적이 있다. 즉, 본 연구는 학업중단 청소년의 자아존중감에 대한 영향요인으로 우울과 부모애착, 또래애착을 중심으로 고찰하고, 나아가 자아존중감을 높일 수 있는 부모애착, 또래애착의 역할을 체계적으로 탐색한다는 데 연구의 의의가 있다.

본 연구로부터 도출된 분석결과는 다음과 같이 요약된다. 첫째, 우울, 자아존중감, 부모애착, 또래애착 간의 상관관계 분석 결과, 우울, 부모애착, 또래애착, 자아존중감 간에는 모든 변수가 정적 및 부적인 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 즉, 우울은 자아존중감에 부적으로 유의하였고, 우울과 부모애착, 또래애착은 모두 부적으로 유의하였다. 반면 부모애착, 또래애착은 자아존중감에 정적으로 유의하였다. 따라서 선행연구인 조춘범, 김동기(2010)과 안은미, 이정애, 정익중(2019)의 연구 결과와 일치하는 것을 확인하였다.

둘째, 우울과 자아존중감에 대한 부모애착, 또래애착의 매개효과를 분석한 결과, 학업중단 청소년의 우울은 자아존중감을 낮추나, 이때 우울의 부모애착 및 또래애착이 매개함으로써 자아존중감을 높이는 것으로 나타났다. 즉, 학업중단 청소년의 우울이 높아짐에 따라 자아존중감은 낮아지지만, 이때 부모애착, 또래애착과 같은 보호요인이 영향을 주어 우울과 자아존중감 사이에서 매개하여 자아존중감을 증가시키는 것으로 나타났다. 따라서 선행연구인 안은미, 이정애, 정익중(2019)의 연구 결과와 일치하는 것을 확인하였다.

본 연구결과에 근거하여 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감 관리 및 부모애착, 또래애착을 향상을 위한 정책 및 실천적 함의를 제시하면 다음과 같다. 첫째, 학업중단 청소년들이 자신을 향한 부정적인 시선이나 태도를 긍정적으로 받아드릴 수 있도록 권리인식 향상 위한 프로그램 개발해야 한다. 현재 학업중단청소년을 위한 프로그램은 주로 교육지원과 직업체험 및 직업교육 훈련 이 주를 이룬다. 무엇보다도 학업중단으로 인한 주변 사람들로부터 편견과 차별에 따른 사회적 낙임감을 해소하는 다양한 개입 방안을 통해 학업중단 청소년들의 우울을 줄일 수 있도록 해야 한다[6]. 학업중단 이후 안정된 생활을 하지 못하고, 다소 방황하는 모습들이 주위 사람들에게는 부정적으로 비춰질 수 있다는 점에서 청소년이 학업중단 이후 속히 안정된 생활을 할 수 있도록 다양한 활동프로그램 및 지원프로그램을 제공해야 한다. 학업중단 청소년이 경험하는 우울의 있어서 사회적 낙인감이 유의한 영향을 미치면서도 자아존중감을 감소시키고, 우울을 높인다는 점에서 볼 때, 우울을 낮추기 위해서는 사회적 낙인감을 감소시키는 노력으로 지역사회가 올바른 학업중단 청소년 인식개선 캠페인과 함께 자아존중감을 높일 수 있는 적극적인 자아존중감 향상 프로그램 확충하는 노력이 필요하다[12].

둘째, 부모애착과 또래애착이 높으면 청소년들의 자아존중감도 높아지는 것으로, 부모의 충분한 애착 형성을 위한 부모의 각별한 관심을 기울려야 하며, 또래끼리 서로 존중하고 이해하며 신뢰를 바탕으로 쌓아지게 된 높은 애착은 자신의 가치도 높게 생각하여 자아존중감이 향상될 수 있다. 청소년상담복지개발원에서는 ‘솔리언 또래상담 프로그램’을 실시하고 있다. 또래의 고민을 듣고 함께 문제를 해결하기 위해 돕는 친구라는 의미로 좋은 사례로 볼 수 있다[15]. 이러한 프로그램을 좀 더 학업중단 청소년들에게도 많은 기회를 제공하는 것이 필요하다. 특히 또래애착과 관련된 프로그램 외에도 부모애착형성을 높이는 부모와 함께 하는 다양한 상담 프로그램 보급하여 정착하는 것이 필요하다.

셋째, 자아존중감을 높일 수 있는 방안으로 학업중단 청소년의 경우, 학업중단으로 인해 주변의 지지체계가 부족할 수 있는데, 성인 자원봉사자와의 1:1 멘토링 프로그램을 통해 학업중단 청소년의 자아존중감을 향상 및 학업중단 청소년들이 건강한 성인으로 성장해 나가는데 도움을 주어야 한다[6]. 특히 자아존중감은 관련 프로그램으로는 한정적이기 때문에 지역사회의 다양한 지지체계의 멘토링을 활성화해야 된다.

위에 언급한 연구의 의의에도 불구하고, 본 연구는 다음과 같은 한계점이 있다. 첫째, 학업중단 청소년의 우울과 자아존중감에 영향을 줄 때 부모애착, 또래애착에 초점을 맞추어 매개효과를 한정적으로 연구하였다는 점이다. 이와 같이 부모애착, 또래애착 외에도 자아존중감을 높일 수 있는 변수를 찾아 매개효과를 검증하여 어떤 보호요인이 더욱 우울과 자아존중감에 높은 매개효과를 가지는지 검증할 필요가 있다. 둘째, 학업중단 청소년의 우울의 자아존중감에 대한 영향과 부모애착, 또래애착의 매개효과를 횡단적인 관점에서 이루어졌다는 점에서, 향후에는 종단적 변화를 관찰할 수 있는 연구 노력이 필요하다. 마지막으로 일반청소년과 학업중단 청소년의 차이점을 비교연구를 통해 좀 더 연구의 차별성을 검증할 필요가 있다.

* 본 연구는 2020년 한국산학기술학회 춘계학술대회에서 발표한 논문을 수정·보완함.

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