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Korean J Child Stud > Volume 38(2); 2017 > Article
부-자녀 및 모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 중 · 고등학생의 행복감에 미치는 영향

Abstract

Objective

The purpose of the study was to examine the direct effects of parent-adolescent communication and its indirect effects through adolescent friendship quality on happiness among both middle and high school students.

Methods

Participants in this study were 1,126 adolescents (667 middle school students and 459 high school students) in Seoul and Gyoung-gi Do. Data were collected through self-report questionnaires for adolescents, which included measures of parent-adolescent communication, friendship quality and happiness. Data were analyzed by t-tests, correlations, and SEM using SPSS 22.0 and Mplus 6.0.

Results

For middle school students, father-adolescent communication had direct and indirect effects on happiness. However, mother-adolescent communication did not directly or indirectly affect adolescent happiness. Specifically, only father-adolescent communication had an significant indirect effect through friendship quality on adolescent happiness. For high school students, father-adolescent communication had direct effects on happiness, while mother-adolescent communication had significant indirect effects on adolescent happiness via friendship quality.

Conclusion

This study underscores the importance of parent-adolescent communication and friendship quality in predicting adolescent happiness with differences in direct and indirect paths between middle and high school students. These findings emphasize the role of parent-adolescent communication and friendship quality in developing programs to improve the happiness of adolescents.

서론

최근 인간의 긍정적 심리특성에 대해 집중하면서 아동·청소년의 행복감에 대해 갖는 학문적 관심이 점차 증가하고 있으며, 이에 대한 국가·사회적 관심도 고조되었다. 국제사회에서도 다양한 행복지수를 통해 아동·청소년의 행복을 측정하여 각 국가별 아동·청소년의 행복감을 비교하며, 정책목표를 세우고 그 성과를 확인하고 있다. 한국의 초 · 중 · 고등학생의 주관적 행복지수는 경제협력개발기구(Organization for Economic Cooperation and Development [OECD]) 국가들과 비교했을 때 보건과 안전, 물질적 행복, 행동과 생활양식, 교육, 가족과 친구관계 영역에서 모두 중상위권을 유지했으나, 유일하게 주관적인 행복지수는 매우 낮았다(Yum, Kim, & Lee, 2016). 그뿐만 아니라, 2013–2015년에 실시된 아동 삶의 질 국제조사(International Study of Children’ s Well-being [ISCweb])에 참여한 나라들 중에서도 한국 아동의 삶의 질이 가장 낮은 것으로 보고되었다(Ree, Andresen, & Bradshaw, 2016).
청소년기는 개인이 신체, 인지, 사회 · 정서적으로 급속히 발달하는 제2의 성장 급등기로서 스스로 자아정체감을 찾아가는 시기임에도 불구하고, 청소년은 자아정체감에 대한 혼란에 더해 학습 성취에 관한 부담을 부가적으로 짊어지고 스트레스를 받는 환경에 노출되어 있다. 다른 나라의 경우와 비교할 때도 한국의 중학생들은 이전에 비해 삶의 질이 하락하는 폭이 컸으며(J. Yoo, 2015), 대학입시를 앞둔 고등학생이 되면 많은 학업 스트레스로 인해 중학생들보다 더 낮은 행복감을 느끼는 경향이 있다(Yum et al., 2016). 이렇듯 청소년들은 삶에 만족하는 정도가 낮고 삶에 관한 긍정적 정서 수준이 낮아 우울, 학교부적응, 가출, 자살 등 다양한 적응상의 문제행동으로 이어질 수 있다. 이러한 이유로 많은 연구자들은 청소년의 행복감에 대해 학문적인 관심을 가지고 있다.
국내외 많은 연구자들은 여러 나라 청소년의 행복지수(indices of well-being)를 비교할 수 있는 각 영역에 대한 자료를 수집하는 데 중점을 두거나(Ben-Arieh, 2006; S. Kim & Baek, 2008), 청소년의 행복감에 영향을 미칠 수 있는 다수의 변인들을 폭넓게 탐색해왔다(Cho, Kim, & Kim, 2011; Holder & Coleman, 2009; Piko & Hamvai, 2010; E. Sung & Kim, 2013). 그러나 이러한 연구들은 다양한 변인들 간의 영향력을 살펴보는 데 초점을 두고 있어 변인들 간의 경로를 탐색한 연구는 상대적으로 드문 편이다. 이런 점에서 청소년의 행복감을 높일 수 있는 변인들 간의 경로를 알아봄으로써, 청소년의 행복감을 증진시킬 수 있는 보다 구체적인 개입 방법을 모색하기 위한 기초 연구가 필요하다.
청소년의 행복감에 영향을 미치는 여러 변인들 중에서도 청소년이 맺는 가까운 관계들이 가장 큰 영향을 미친다는 보고(Bojanowska & Zalewska, 2015)와 함께, 많은 연구자들은 청소년이 맺고 있는 관계에 주목하고 있다(N.-Y. Ahn & You, 2013; J. S. Lee & Kim, 2013; Nickerson & Nagle, 2004). 청소년을 둘러싼 많은 관계들 중에서도 부모와의 관계는 청소년의 행복감에 영향을 미치는 첫 번째 요인으로 꼽힌다(Cho et al., 2011; J. S. Lee & Kim, 2013; Piko & Hamvai, 2010). 청소년기는 가장 중요한 발달과업인 자아정체감을 형성해가는 과정에서 부모로부터의 분리-개별화가 이루어지며, 사춘기 호르몬의 변화로 인한 충동조절 문제, 불안, 반항심뿐만 아니라 독립심이 발달하는 시기이다. 이와 동시에 부모와 자녀 간의 관계는 학령기를 지나 청소년기에도 계속해서 중요한 사회정서적 자원으로(Simpkins et al., 2009; Steinberg & Morris, 2001), 우리나라 청소년에게도 부모와 좋은 관계를 맺는 것이 자신들의 행복에 있어서 가장 중요한 조건으로 꼽힌다(J. Yoo, 2015; Yum et al., 2016). 즉, 청소년은 부모로부터 독립하고자 하는 욕구를 가진 동시에 부모와 연결감을 여전히 갖고자 하는 존재로서 부모-청소년 자녀 간 관계는 다른 발달단계에 속한 아동들의 경우와 마찬가지로 청소년들에게도 여전히 중요하다.
게다가 한국의 청소년은 학교생활 및 사교육에 사용되는 시간이 많아 다른 나라 청소년에 비해 가족과의 활동 빈도가 낮고, 그만큼 부모와 함께 대화하는 시간도 부족하여(J. Yoo, 2015), 부모-자녀관계가 소홀해질 가능성이 높은 상황에 처해 있다. 그러한 가운데 부모와의 관계를 지속할 수 있게 하는 것은 부모-청소년 간의 건강한 의사소통으로, 많은 연구자들은 부모와 청소년 간의 개방적인 의사소통의 중요성을 강조하고 있다. 실제로, 많은 연구들에서 일관되게 부모와의 의사소통이 개방적인 청소년들은 자신의 삶에 대해 긍정적이고 만족도가 높다고 보고된다(N.-Y. Ahn & You, 2013; Y. H. Kim & Kang, 2008). 청소년 발달에 영향을 미치는 부모-자녀 의사소통에 주목한 연구들은 상당수 주 양육자로서의 어머니만을 대상으로 하여 수행되어 왔는데(Y. H. Kim & Kang, 2008; H.-J. Lee & Lee, 2005), 이러한 시도는 일반적으로 아동발달에 대한 어머니의 영향력이 아버지의 경우보다 더 크다는 견해(Amato, 1994; Collins & Russell, 1991)에 근거한다. 이와 동시에 아버지와 어머니의 구분 없이 부모를 대상으로 한 연구들(Cho et al., 2011; Rodríguez, Perez-Brena, Updegraff, & Umana-Taylor, 2014; Suldo & Huebner, 2004)도 쉽게 발견할 수 있다. 그러나 아버지와 어머니가 자녀의 발달에 미치는 역할이 각각 다르다는 견해(Youniss & Ketterlinus, 1987)와 더불어 발달영역에 따라 아버지와 어머니의 영향력이 다르다는 연구가 꾸준히 보고되고 있다(Heller, Robinson, Henry, & Plunkett, 2006; Stolz, Barber, & Olsen, 2005). 특히, 청소년기 자녀에게 아버지의 역할은 더욱 강조되는데, 이는 청소년기동안 어머니와의 애정적이고 정서적 친밀감을 갖는 관계는 지속되고(Else-Quest, Clark, & Owen, 2011; Laursen & Collins, 2004), 일상생활에서 공유하는 시간도 상대적으로 많으나(Montemayor & Brownlee, 1987), 청소년은 이후 성인기의 삶에 영향을 미칠 수 있는 학교나 진로, 정치적 신념과 같은 주제에 관해 아버지와 의논하게 되기 때문이다(Collins & Russell, 1991). 이러한 주장은 청소년기에 어머니와의 친밀감은 크게 변화하지 않는 반면, 아버지와의 친밀감이 상대적으로 증가하며(Rice & Mulkeen, 1995), 청소년의 심리적 안녕감에 어머니보다 아버지의 영향이 크다는 몇몇 연구들(Harris, Furstenberg, & Marmer, 1998; Raboteg-Saric & Sakic, 2014; Veneziano, 2000)을 통해 뒷받침된다. 이러한 경향에 따라, 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통으로 구분하여 영향력을 살펴보는 연구들(Chae & Hwang, 2014; J. S. Lee & Kim, 2013; Shek, Lee, Lee, & Lam, 2006)도 점차 증가하는 추세이나 그 연구결과는 다소 비일관적이다. 따라서 본 연구에서는 아버지 및 어머니와의 긍정적 의사소통이 청소년의 행복감에 다르게 영향을 미치리라 가정하고, 각각의 경로에 대해 탐색하였다.
한편, 청소년기는 친구와의 관계에 몰두하며 신뢰할 수 있고 비밀을 털어놓을 수 있는 친밀한 친구관계를 원하는 시기이며, 많은 시간을 학교나 교육기관에서 보냄에 따라 친구들과 보내는 시간도 증가한다. 이러한 환경적 특성 상 청소년의 행복감에 영향을 미치는 또 다른 중요한 관계로 친구와의 관계를 꼽을 수 있다(Cheng & Furnham, 2002; J. S. Lee & Kim, 2013; Piko & Hamvai, 2010; E. Sung & Kim 2013). 특히, 청소년이 맺고 있는 많은 또래관계의 질이 모두 동일하지 않을 수 있다는 점에서, 몇몇 연구자들은 청소년이 맺고 있는 가장 친한 동성 친구와의 관계에 초점을 두었다. 즉, 청소년기에 접어들면서 친구관계가 깊어져 비밀이나 걱정, 꿈 목표 등을 나누기를 선호한다는 점에서(Shulman, Laursen, Kalman, & Karpovsky, 1997), 청소년의 일상생활에서 사적인 비밀을 공유할 수 있는 친한 친구와의 관계는 청소년의 지지체계로서 그들의 행복감에 영향을 미친다(Cheng & Furnham, 2002; Cho et al., 2011; E. Sung & Kim 2013). 특히 가장 친한 동성 친구와의 높은 관계의 질은 청소년이 일상에서 스트레스에 대처하고 안정감을 느낄 수 있게 하는 정서적 · 인지적 자원이 되어(Bagwell & Schmidt, 2013), 청소년의 행복감을 유의미하게 예측한다(Demir, Özdemir, & Weitekamp, 2007).
이와 같이, 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 청소년의 행복감에 있어서 중요한 역할을 하는 것으로 알려져 있다. 나아가 이러한 청소년의 행복감의 선행 변인으로서의 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 서로 관련되는 것으로 가정할 수 있는데, 이는 부모-자녀관계와 친구관계 간의 밀접한 관련성을 보고하는 많은 선행 연구들에 근거한다. 부모와의 관계가 안정적일 때 친구들과의 관계에서 이타적으로 행동하는 경향이 있으며(M. J. Kim & Bang, 2012), 부모와의 의사소통이 개방적일수록 청소년의 친구관계의 질이 높고 역기능적일수록 친구관계의 질이 낮았다(Y. Kim & Sim, 2000). 그러나 청소년의 행복감에 대한 연구들을 살펴보면 두 변인의 상대적 영향력만을 살펴본 경우가 대부분이며(Cho et al.,2011; Gray, Chamratrithirong, Pattaravanich, & Prasartkul, 2013; Jo, 2014), 영향력의 크기에 있어 비일관된 결과가 보고되고 있다. 따라서 본 연구에서는 청소년의 행복감에 영향을 미치는 두 변인들 간의 구조적 관계를 살펴보고자 하였다.
부모-자녀 의사소통 및 친구관계의 질과 청소년의 행복감 간의 관계, 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질 간의 관계를 종합해 볼 때, 부모-자녀 의사소통이 긍정적일 때 청소년의 친구관계의 질이 높을 뿐만 아니라 친구관계의 질이 높을 때 청소년의 행복감이 높을 것이다. 다시 말하면, 부모-자녀 의사소통과 행복감 간의 관계에서 친구관계의 매개적 역할도 가정해볼 수 있다. 그러나 부모-자녀 의사소통과 청소년의 친한 동성 친구와의 관계의 질이 어떠한 경로를 통해 청소년의 행복감에 영향을 주는지를 밝힌 연구는 드물다. 다만, 청소년의 또래애착은 아버지 및 어머니의 양육태도와 청소년의 주관적 안녕감 간의 관계뿐만 아니라(H. K. Yoo, 2014), 부모애착과 청소년의 삶의 만족도간 관계를 매개하며(Ma & Huebner, 2008), 청소년이 지각한 양육태도와 청소년의 주관적 안녕감 간의 관계에서 긍정적인 또래관계가 매개적 역할을 한다는 연구(Song & Han, 2015)는 이러한 가정의 근거를 제공한다.
한편, 부모-자녀관계 및 친구관계의 질이 청소년의 발달결과에 미치는 영향력이 중학생과 고등학생 간에 다를 수 있다는 선행 연구들(Y. S. Choi & Son, 2015; J. M. Kim & Lee, 2010; S. Kim & Baek, 2008)은 이러한 변인들 간의 관계를 중학생과 고등학생으로 나누어 살펴볼 필요성을 제기한다. 연구자들은 발달적 측면에서 학교급이 올라갈수록 행복감이 감소함을 공통적으로 지적하고 있으며(Y. S. Choi & Son, 2015; Hwang & Kim, 2015; S. Kim & Baek, 2008), 중학생과 고등학생 간 행복감을 구성하는 요인에서도 다소 차이가 있다고 보고된다(Kwon & Yang, 2014; Seong & Yoon, 2010). 또한 부모-자녀관계와 친구관계가 청소년의 행복감에 미치는 상대적 영향력과 관련하여, 중학생은 친구관계가 부모관계보다 커다란 영향을 미친 반면, 고등학생에게는 부모와의 관계변인의 영향력이 더 컸다(Cho et al., & Kim, 2011; C. S. Kim, 2009). 이러한 선행 연구들에 기초할 때, 청소년 초기와 후기에는 부모와 친구의 영향력이 상이하며, 그 과정에서 친구관계를 맺는 양상 또한 다르게 나타남을 예측할 수 있다. 이에 본 연구는 중학생과 고등학생의 부모와의 관계 및 친구관계의 질이 청소년의 행복감에 미치는 영향력이 다르리라 가정하고, 부모-자녀 의사소통, 친구관계 및 행복감 간의 경로를 중학생과 고등학생으로 나누어 살펴보았다.
결론적으로, 본 연구에서는 청소년의 행복감에 미치는 아버지 및 어머니의 영향력을 구분하고, 부모-자녀 관계와 친구관계가 어떤 구조적 경로를 통해 중학생과 고등학생의 행복감에 영향을 미치는지 살펴보고자 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.
연구문제 1
부-자녀 및 모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 중학생의 행복감에 어떠한 경로로 영향을 미치는가?
연구문제 2
부-자녀 및 모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 고등학생의 행복감에 어떠한 경로로 영향을 미치는가?

연구방법

연구대상

본 연구의 대상은 서울 및 경기 지역에 위치한 중학교와 고등학교에 재학 중인 총 1,126명의 남녀 청소년으로, 중학생 667명과 고등학생 459명이다. 중학생과 고등학생 모두 1학년과 2학년이다. 우리나라의 교육과정 특성상 학교급의 변화로 인한 스트레스와 관련된 변수들이 청소년의 행복감에 영향을 미칠 수도 있어 3학년은 대상에서 제외하였다. 본 연구의 대상을 청소년으로 선정한 이유는 청소년기는 자아정체감을 형성하는 시기로 자신의 삶에 대한 태도와 정서가 그들의 삶에 중요한 역할을 한다는 연구결과들(Koo & Hwang, 2007; Sandvik, Diener, & Seidlitz, 1993)에 근거한다.
연구대상의 사회인구학적 특성은 살펴보면 다음과 같다. 중학생의 경우, 성별 구성은 남자 308명(46.2%), 여자 359명(53.8%)이며, 학년은 1학년 301명(45.1%), 2학년 366명(54.9%)이다. 출생순위는 외동은 75명(11.5%), 첫째는 269명(41.2%), 둘째는 256명(39.3%), 셋째 이상은 52명(8.0%)이다.
아버지의 연령은 40대가 483명(79.2%)으로 가장 많았고, 50대가 113명(18.5%)으로 그 다음 순이었으며, 어머니의 연령 또한 40대가 532명(86.9%)로 가장 많았고, 30대가 45명(7.4%), 50대는 35명(5.7%)이었다. 고등학생의 경우, 성별 구성은 남자 174명(37.9%), 여자 285명(62.1%)이며, 학년은 1학년 389명(84.7%), 2학년 70명(15.3%)으로 구성되어 있다. 출생순위는 외동은 57명(12.8%), 첫째는 156명(35.1%), 둘째는 191명(42.9%), 셋째 이상은 41명(9.2%)이다. 아버지의 연령은 40대가 266명(61.9%)으로 가장 많았고, 50대가 157명(36.5%)으로 그 다음 순이었으며, 어머니의 연령 또한 40대가 362명(84.6%)로 가장 많았고, 50대는 54명(12.6%)이었다.

연구도구

본 연구의 질문지는 부모-자녀 의사소통, 친구관계의 질 및 행복감을 측정하는 세 가지 척도로 구성된다. 모든 질문지는 1점(거의 그렇지 않다), 2점(그렇지 않은 편이다), 3점(그런 편이다), 4점(매우 그렇다)의 4점 Likert식 척도로 청소년 자신이 보고하였다. 각 척도는 몇 가지 하위요인으로 구성되어 있으며, 하위요인의 점수가 높을수록 그 특성이 높음을 의미한다.

부모-자녀 의사소통

부모-자녀 의사소통 척도는 Barnes와 Olson (1985)의 부모-자녀 의사소통 척도(Parent-Adolescent Communication Inventory [PACI]) 중 청소년 자녀용 질문지(Adolescent Form)를 Min (1992)이 우리나라 실정에 맞추어 번안한 것이다. 이 척도는 개방적 의사소통(10문항)과 역기능적 의사소통(10문항)의 두 가지 하위요인(총 20문항)으로 구성된다. 개방적 의사소통 요인의 문항의 예로는 “나는 부모님과 이야기하는 것이 즐겁다.”, “부모님에 대한 나의 감정을 부모님께 솔직히 말씀드릴 수 있다.” 등이 있으며, 역기능적 의사소통 요인의 문항의 예는 “내가 원하는 것을 부모님께 말씀드리기가 때때로 조심스럽다.”, “부모님은 나에게 잔소리를 많이 하시는 편이다.” 등을 들 수 있다. 본 연구에서는 아버지-청소년 의사소통과 어머니-청소년 의사소통을 구분하여 측정하였다. 신뢰도(Cronbach's α)를 살펴보면, 중학생의 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통의 하위요인들은 .82∼.89이었으며, 고등학생의 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통의 하위요인들은 .82∼.91이었다.

친구관계의 질

친구관계의 질은 후기 청소년 및 초기 성인기를 대상으로 개발된 Mendelson과 Aboud (1999)의 맥길 우정관계 척도: 친구의 기능(McGill Friendship Questionnaire-Friend’ s Functions [MFQ-FF])을 후기 청소년을 대상으로 사용한 E.-K. Sung (2006)의 척도를 이용하여 측정하였다. 응답자는 가장 친한 친구를 떠올리고 그 친구에 대해 답하도록 되어 있다. 이 척도는 청소년이 가장 친한 친구와의 관계에서 교제의 즐거움(stimulating companionship), 도움(help), 친밀감(intimacy), 신뢰(reliable alliance), 인정(self-validation), 정서적 안정(emotional security)과 같은 6가지 하위요인의 기능이 얼마나 충족되는지를 측정하며, 하위영역별로 각각 5문항씩 총 30문항으로 이루어져있다. 각 하위요인별 문항의 예를 들면, 교제의 즐거움은 “내 친구와 함께 있는 것은 매우 재미있다.”, “내 친구에게 이야기하는 것은 매우 재미있다.”, 도움은 “내 친구는 내가 도움이 필요할 때 날 도와준다.”, “내 친구는 내가 하는 일을 도와준다.”의 문항들이 포함되며, 친밀감은 “내 친구는 내 사적인 일들을 이야기할 수 있는 사람이다.”, “내 친구는 내가 어떤 일로 힘들어 할 때 그 사실을 알고 있다.”의 문항들이 있다. 신뢰에는 “내 친구는 다른 사람들이 나를 비판하더라도 내 친구로 남아있을 것이다.”, “내 친구는 우리가 싸우더라도 여전히 내 친구이길 원할 것이다.”, 인정에는 “내 친구는 내가 잘하는 것에 대해 말해준다.”, “내 친구는 내가 특별하다고 느끼게 해 준다.”, 정서적 안정에는 “내 친구는 내가 무서워할 때 내 친구가 옆에 있어주면 좋을 것이다.”, “내 친구는 내가 초조해 하면 진정시켜 줄 것이다.”의 문항들이 포함된다. 각 요인별 신뢰도(Cronbach's α)를 살펴보면, 중학생의 경우 .80∼.88, 고등학생의 경우는 .84∼.91이었다.

행복감

행복감은 Suh와 Koo (2011)가 개발한 단축형 행복척도(Concise Measure of Subjective Well-Being [COMOSWB])를 이용하여 측정되었다. 이 척도는 사용이 간편하면서 동시에 문화적 보편성을 지닌 것으로서 Diener (1984)의 이론에 따라 행복감의 핵심 요소로 인지적 요소에 해당하는 삶의 만족도와 정서적 요소에 해당되는 긍정적 정서 및 부정적 정서의 세 가지 하위요인으로 구성되며, 각 3문항씩 총 9문항으로 이루어져있다. 삶의 만족도는 개인적 성취, 성격, 건강과 같은 개인적인 만족감뿐만 아니라, 가족, 친구와 같은 관계적 만족감, 학교나 지역사회와 같은 집단적 영역에 대한 만족도를 측정한다. 긍정 정서는 각성수준을 고려하여 “즐거운, 행복한, 편안한” 정서 경험을 최근 한 달간 얼마나 자주 느꼈는지를, 부정 정서는 “짜증, 부정적인, 무기력한” 정서를 최근 한 달간 얼마나 자주 느꼈는지를 측정한다. 이 척도는 Suh와 Koo (2011)에 의해 수렴 및 변별 타당성이 검증되었다. 신뢰도(Cronbach's α)를 살펴보면, 중학생의 행복감은 삶의 만족도는 .82, 긍정적 정서는 .81, 부정적 정서는 .73로 나타났으며, 고등학생의 행복감은 삶의 만족도는 .83, 긍정적 정서는 .83, 부정적 정서는 .75이었다.

연구절차

본 연구는 생명윤리위원회(Institutional Review Board [IRB])의 승인을 받은 후, 서울 및 경기 지역에 위치한 4곳 중학교와 3곳 고등학교 교장의 동의를 얻어 실시하였다. 2015년 7월 10일∼8월 28일에 연구자가 각 학교를 방문하여 담당 교사들에게 직접 조사내용과 조사방법을 설명하였다. 먼저, 질문지 배부 약 3–7일 전 총 1,700명의 청소년 및 그의 부모에게 연구에 대한 설명문과 동의서 2부(부모 보관용, 연구자 보관용)를 배부하였으며, 그 중에서 연구 참여에 동의한 1,448명의 청소년을 대상으로 교내 담당교사를 통해 질문지 조사가 실시되었다. 질문지의 응답시간은 약 10–15분 정도 소요되었다. 배부된 1,448부의 질문지 모두가 회수되었으며, 이 가운데 1개 이상의 척도에서 응답을 하지 않았거나, 불성실하게 응답한 105부, 아버지 혹은 어머니와 함께 살고 있지 않다고 응답한 79부, 그리고 z-score 가 ±3.3 이상인 이상치(outlier)가 있는 174부를 제외(G. S. Kim, 2011)하고, 최종적으로 총 1,126부를 본 분석에 사용하였다.

자료분석

본 연구는 SPSS 22.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 Mplus 6.0 (Muthén & Muthén, 2010)을 이용하여 분석하였다. 먼저, 중학생과 고등학생에 따라 부모-자녀 의사소통, 친구관계의 질 및 행복감에 차이가 있는지를 알아보기 위하여 독립표본 t 검증을 실시하였고, 중학생과 고등학생 집단 내에서 변인들 간의 관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계 분석을 실시하였다. 다음으로, 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로를 확인하기 위해 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling [SEM])을 검증하였다.
본 연구에서는 Anderson과 Gerbing (1988)이 제안한 두 단계 검증방식(two-step approach)에 따라 구조모형의 분석에 앞서 측정모형의 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 실시하였다. 모형의 적합도는 Kline (2015)이 제안한 상대적 적합도인 CFI (Comparative Fit Index)와 TLI (Tucker-Lewis Index), 그리고 모형의 적합도와 간명성을 같이 고려할 수 있는 절대적 적합도인 RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)와 SRMR (Standardized Root Mean Square Residual) 지수를 적용하여 평가하였다. CFI와 TLI는 .90 이상일 때 좋은 적합도로 간주되며(Bentler, 1990), RMSEA의 경우 .05 이하면 적합도가 좋은 모형, .08 이하면 적절한 모형, .10 이상이면 좋지 않은 모형으로 간주된다(Browne & Cudeck, 1993). 또한 SRMR은 .08 이하일 때 수용가능하다(Hu & Bentler, 1999). 이 때, 완전정보 최대우도법(Full Information Maximum Likelihood [FIML])으로 결측치를 처리하였으며, 부트스트래핑(bootstrapping)을 통해 매개효과의 유의성을 확인하였다.

연구결과

연구변인들의 중학생과 고등학생 간 차이

먼저, 본 연구의 변인들이 중학생과 고등학생 간에 차이가 나타나는지 살펴본 결과, 부모-자녀 의사소통에서는 아버지-청소년 개방적 의사소통과 아버지-청소년 역기능적 의사소통 (t = −2.67, p < .01)에서 유의한 차이가 나타나, 중학생이 고등학생에 비해 아버지와 개방적인 의사소통을 더 많이 하며(중학생: M = 2.91, SD = 0.55; 고등학생: M = 2.83, SD = 0.60), 역기능적 의사소통을 덜 하였다(중학생: M = 2.26, SD = 0.53; 고등학생 M = 2.34, SD = 0.52). 친구관계의 질에서는 교제의 즐거움에서 차이 (t = 2.72, p < .01)를 보여, 중학생(M = 3.58, SD = 0.44)이 고등학생(M= 3.50, SD = 0.49)에 비해 친구관계 내에서 교제에서의 즐거움을 더 많이 느끼는 것으로 나타났다. 청소년의 행복감에서는 중학생이 고등학생에 비해 삶의 만족도 (t = 5.53, p < .001)와 긍정 정서 (t = 6.67, p < .001)가 높았으며, 부정 정서 (t = −4.34, p < .001)는 고등학생이 중학생에 비해 더 높았다.

연구변인들 간 상관관계

중·고등학생의 연구변인들 간 상관계수를 산출한 결과는 Table 1과 같다. 먼저, 중학생의 경우, 부모-자녀 개방적 의사소통은 중학생의 삶의 만족도 및 긍정 정서 (rs = .31∼.46, p < .001)와는 정적 상관을, 부정 정서 (rs =-.29∼–.40, p < .001)와는 부적 상관을 보였다. 부모-자녀 역기능적 의사소통은 중학생의 삶의 만족도 및 긍정 정서 (rs = −.22∼–.32, p < .001)와는 부적 상관이, 부정 정서 (rs = .38∼.39, p < .001)와는 정적 상관이 있었다. 다음으로, 중학생의 친구관계 질의 하위요인들은 모두 삶의 만족도 및 긍정 정서와 정적 상관 (rs = .21∼.36, p < .001)을 보였으나, 부정 정서와는 교제의 즐거움 (r = −.11, p < .01)과 도움 (r = −.14,p < .01), 인정 (r = −.09, p < .05), 정서적 안정 (r = −.09, p < .05)만이 부적 상관을 보였다. 마지막으로, 부모-자녀 개방적 의사소통은 친구관계의 질의 모든 하위요인들과 정적 상관 (rs = .20∼.28, p < .001)을, 부-자녀 역기능적 의사소통은 모든 하위요인들과 부적 상관 (rs = −.12∼–.20, p < .01)을 보였으나, 모-자녀 역기능적 의사소통은 신뢰를 제외한 모든 하위요인들과 부적 상관 (rs = −.08∼–.16, p < .05)을 보였다.
Table 1
Correlations Among Variables
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13
Parent-adolescent communication                          
1 −.55*** .83*** −.47*** .24*** .29*** .28*** .26*** .31*** .27*** .54*** .38*** −.28***
2 −.61*** −.47*** .79*** −.14** −.15** −.14** −.13** −.16** −.12** −.33*** −.25*** .32***
3 .79*** −.53*** −.57*** .31*** .33*** .31*** .32*** .31*** .32*** .51*** .37*** −.25***
4 −.53*** .81*** −.63*** −.15** −.15** −.13** −.12** −.14** −.12** −.34*** −.26*** .34***
Friendship quality                          
5 .25*** −.20*** .25*** −.16*** .82*** .84*** .84*** .68*** .86*** .31*** .31*** −.06
6 .28*** −.18*** .25*** −.14*** .74*** .84*** .81*** .77*** .87*** .41*** .34*** −.07
7 .22*** −.13** .20*** −.08* .72*** .76*** .93*** .73*** .88*** .35*** .32*** −.09
8 .21*** −.12** .20*** −.06 .72*** .75*** .92*** .71*** .86*** .35*** .32*** −.10*
9 .26*** −.13** .22*** −.12** .57*** .73*** .62*** .62*** .75*** .37*** .28*** −.07
10 .22*** −.13** .22*** −.10* .76*** .82*** .80*** .80*** .68*** .35*** .32*** −.07
Happiness                          
11 .46*** −.32*** .40*** −.31*** .27*** .36*** .28*** .27** .32*** .27*** .62** −.39***
12 .37*** −.22*** .31*** −.24** .25*** .28*** .21*** .21*** .25*** .25*** .50*** −.38***
13 −.30*** .39*** −.29*** .38*** −.11** −.14*** −.05 −.05 −.09* −.09* −.36*** −.35***

Note. middle school students (n = 667) in bottom-left; high school students (n = 459) in upper-right. 1 = father-adolescent open communication; 2 = father-adolescent dysfunctional communication; 3 = mother-adolescent open communication; 4 = mother-adolescent dysfunctional communication; 5 = stimulating companionship; 6 = help; 7 = intimacy; 8 = reliable alliance; 9 = self-validation; 10 = emotional security; 11 = life satisfaction; 12 = positive emotion; 13 = negative emotion.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

고등학생의 경우, 부모-자녀 개방적 의사소통은 고등학생의 삶의 만족도 및 긍정 정서 (rs = .37∼.54, p < .001)와는 정적 상관을, 부정 정서 (rs = −.25∼–.28, p < .001)와는 부적 상관을 보였다. 부모-자녀 역기능적 의사소통은 고등학생의 삶의 만족도 및 긍정 정서 (rs = −.25∼–.34, p < .001)와는 부적 상관이, 부정 정서 (rs = .32∼.34, p < .001)와는 정적 상관이 있었다. 다음으로, 고등학생의 친구관계 질의 하위요인들은 모두 삶의 만족도 및 긍정 정서 (rs = .28∼.41, p < .001)와 정적 상관관계를 보였으나, 부정 정서와는 신뢰 (r = −.10, p < .05)만이 상관관계를 보였다. 마지막으로, 부모-자녀 개방적 의사소통은 친구관계의 질의 모든 하위요인들과 정적 상관 (r s = .24∼.32, p < .01)을, 부-자녀 역기능적 의사소통도 모든 하위요인들과 부적 상관 (rs = −.12∼–.16, p < .01)을 보였다.

부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 중학생의 행복감에 영향을 미치는 경로

측정모형의 검증

중학생 대상 연구모형의 경우, 확인적 요인분석을 실시한 결과, χ² = 979.853 (df = 59, p < .001), CFI = .860, TLI = .814, RMSEA = .153(90% CI [.145, .161]), SRMR = .059이었다. Kline (2015)이 제안한 적합도 지수 평가에 근거할 때, 초기 모형은 본 연구의 자료를 적절한 수준으로 설명하지 않는 것으로 판단되었다. 이에 수정지수(Modification Index [MI])가 가장 높은 오차 공분산을 연결하여 모형을 수정하여 분석하였다. 공분산 연결은 부-자녀 역기능적 의사소통과 모-자녀 역기능적 의사소통은 서로 관련이 있고, 친구관계에서 친밀감과 신뢰감은 서로 관련이 있다는 점(Collins & Russell, 1991; Heller et al., 2006)에 근거하였다. 그 결과, 수정모형은 χ²= 194.774 (df = 57, p < .001), CFI = .979, TLI = .971, RMSEA = .060 (90% CI [.051, .070]), SRMR = .043로 Hu와 Bentler (1999)가 제시한 CFI가 .95 이상이며 동시에 SRMR이 .08 이하인 기준에 충족하였다.
수정모형의 확인적 요인분석 결과, 부-자녀 의사소통의 측정변인들은 .64∼.96, 모-자녀 의사소통의 측정변인들은 .66∼.95, 친구관계의 질의 측정변인들은 .75∼.92, 행복감의 측정변인들은 .51∼.77로 모두 α = .001 수준에서 통계적으로 유의하였다. 표준화된 요인 부하량이 .30 이상이어야 한다는 기준에 따라(Heller et al., 2006), 본 연구모형에서 13개의 측정변인으로 4개의 이론적 잠재변인을 구인한 것이 수렴타당함을 확인하였다. 또한 잠재변인들의 평균분산 추출값(Average Variance Extracted [AVE])은 0.500∼1.138로 나타나 기준치인 0.5 이상으로 나타나(Fornell & Larcker, 1981), 수렴타당도를 갖는다. 한편 한 잠재변인과 다른 잠재변인이 얼마나 다른가를 평가하는 판별타당성을 검증하기 위해 두 잠재변인 간 상관계수에 2 × 표준오차 값을 더하거나 뺀 값을 확인한 결과, 그 값은 0.183∼0.898로 1을 포함하지 않아 모든 잠재변인은 판별타당성을 갖는 것으로 판단되었다(Fornell & Larcker, 1981).

구조모형의 검증

부-자녀 의사소통 및 모-자녀 의사소통이 중학생의 행복감에 영향을 미치는 직접 경로와 친구관계의 질을 통해 영향을 미치는 간접 경로를 살펴보기 위해 구조모형을 분석한 결과, 최종모형은 χ²= 194.774 (df = 57, p < .001), CFI = .979, TLI = .971, RMSEA = .060 (90% CI [.051, .070]), SRMR = .043로 적합도 기준을 충족하였다. 각 변인 간의 경로를 살펴본 결과는 Figure 1Table 2에 제시하였다. 첫째, 부모-자녀 의사소통이 중학생의 행복감에 미치는 직접 경로와 관련하여, 중학생의 행복감에 대해 부-자녀 의사소통은 유의한 영향을 미쳤으나(β = .42, p < .001), 모-자녀 의사소통은 유의한 영향을 미치지 않았다. 즉, 중학생은 아버지와 긍정적 의사소통을 할수록 행복감은 높았으나, 어머니와의 긍정적 의사소통은 행복감에 영향을 미치지 않았다. 둘째, 부모-자녀 의사소통이 친구관계의 질을 통해 중학생의 행복감에 영향을 미치는 간접 경로를 살펴보면, 부-자녀 긍정적 의사소통은 친구관계의 질에 정적으로 유의한 영향을 미쳤으며(β = .27, p < .01), 친구관계의 질은 중학생의 행복감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다(β = .25, p < .001).
Table 2
Path Estimates of Latent Variables in Middle School Students
        95% CI
  B β SE LO HI
Father-adolescent communication → Happiness 1.03 .42*** .27 0.42 1.66
Mother-adolescent communication → Happiness .30 .12 .28 -0.31 0.98
Friendship quality → Happiness .91 .25*** .16 0.58 1.25
Father-adolescent communication → Friendship quality .18 .27** .07 0.04 0.38
Mother-adolescent communication → Friendship quality .02 .03 .07 -0.18 0.18

Note. N = 667.

** p < .01.

*** p < .001.

부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 중학생의 행복감에 미치는 직접효과, 간접효과, 총효과를 살펴본 결과(Table 3), 부-자녀 간 긍정적 의사소통(β = .49, p < .001)은 중학생의 행복감에 직·간접적으로 영향을 미쳤으나, 모-자녀 의사소통은 중학생의 행복감에 영향을 미치지 않았다. 재표집회수 1,000회의 부트스트래핑을 실시한 결과, 부-자녀 의사소통이 청소년의 행복감에 미치는 매개효과에 대한 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값(95% CI [.001, .136])은 0을 포함하지 않았으므로 유의하였다. 한편, 다중상관치(Squared Multiple Correlation [SMC])를 산출한 결과, 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 청소년 행복감의 42.5%를, 부모-자녀 의사소통은 친구관계의 질의 8.6%를 설명하였다.
Table 3
Direct, Indirect, and Total Effects Predicting Happiness in Middle School Students
Path of latent variables Direct Indirect Total SMC
Father-adolescent communication → Happiness .42** .07* .49*** .43
Mother-adolescent communication → Happiness .12 .01 .13  
Friendship quality → Happiness .25*** .25***  
Father-adolescent communication → Friendship quality .27** .27** .09
Mother-adolescent communication → Friendship quality .03 .03  

Note. N = 667. The values indicate standardized beta weights.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Figure 1.
Figure 1.
Direct and indirect paths from parent-adolescent communication to happiness in middle school students. The values on the arrows indicate standardized beta weights. Covariance paths and error terms were omitted due to the lack of space. Dysfunctional communication items and negative emotion items were reverse-coded to match the direction of measurement variables.
***p < .001.
kjcs-38-2-149f1.tif

부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 고등학생의 행복감에 영향을 미치는 경로

측정모형의 검증

고등학생의 경우, 연구모형에 대해 확인적 요인분석을 실시한 결과, 초기 모형의 지수는 χ²= 675.950 (df = 59, p < .001), CFI = .885, TLI = .848, RMSEA = .151 (90% CI [.141, .161]), SRMR = .062이었다. 적합도 지수 평가에 근거하면 초기 모형은 본 연구의 자료를 적절한 수준으로 설명하고 있지 않는 것으로 판단되어, 수정지수가 가장 높은 오차 공분산을 연결하여 모형을 수정하였다. 수정모형은 χ²= 142.827 (df = 57, p < .001), CFI = .984, TLI = .978, RMSEA = .057 (90% CI [.046, .069]), SRMR = .041로 적합도 기준을 충족하였다.
확인적 요인분석 결과를 살펴보면, 아버지-청소년 의사소통과 어머니-청소년 의사소통의 측정변인들은 각각 .56∼.99과 .56∼.99, 친구관계의 질 측정변인들은 .79∼.95, 행복감의 측정변인들은 .46∼.88로 각 측정변인의 요인부하량이 통계적으로 유의하였다 (p < .001). 또한 잠재변인들의 평균분산 추출값(Average Variance Extracted [AVE])은 .501∼1.672로 나타나 기준치인 0.5 이상으로 나타나, 수렴타당도를 갖는 것으로 판단되었고, 판별타당성도 0.052∼0.633로 1을 포함하지 않아 모든 잠재변인은 판별타당성을 갖는 것으로 판단되었다(Fornell & Larcker, 1981).

구조모형의 검증

각 변인 간의 경로를 살펴본 결과는 Figure 2Table 4에 제시하였다. 첫째, 부모-자녀 의사소통이 고등학생의 행복감에 미치는 직접 경로와 관련하여, 부-자녀 의사소통은 유의하였으나(β = .44, p < .001), 모-자녀 의사소통은 유의하지 않았다. 즉, 고등학생이 아버지와 긍정적 의사소통을 할수록 고등학생의 행복감은 높았으나, 어머니와의 긍정적 의사소통은 고등학생의 행복감에 영향을 미치지 않았다. 둘째, 부모-자녀 의사소통이 친구관계의 질을 통해 고등학생의 행복감에 영향을 미치는 경로를 살펴보면, 모-자녀 의사소통은 친구관계의 질에 정적으로 유의한 영향을 미쳤으나(β = .33, p < .001), 부-자녀 의사소통은 영향을 미치지 않았으며, 친구관계의 질은 고등학생의 행복감(β = .27, p < .001)에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다.
Table 4
Path Estimates of Latent Variables in High School Students
      95% CI
  B β SE LO HI
Father-adolescent communication → Happiness 1.09 .44*** .26 0.57 1.74
Mother-adolescent communication → Happiness .26 .10 .26 -0.34 0.91
Friendship quality → Happiness .90 .27*** .15 0.59 1.24
Father-adolescent communication → Friendship quality .02 .03 .07 -0.13 0.15
Mother-adolescent communication → Friendship quality .25 .33*** .07 0.12 0.41

Note. N = 459.

** p < .01.

*** p < .001.

부모-자녀 의사소통 및 청소년의 친구관계의 질이 고등학생의 행복감에 미치는 직접효과, 간접효과, 총효과를 살펴본 결과는 Table 5와 같다. 모-자녀 의사소통은 친구관계의 질을 통해 청소년의 행복감에 간접적으로만 영향을 미쳤다(β = .09, p < .01). 부트스트래핑을 실시한 결과, 모-자녀 의사소통이 고등학생의 행복감에 미치는 매개효과에 대한 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값(95% CI [.03, .15])은 0을 포함하지 않아 유의한 것으로 나타났다. 한편, 다중상관치를 산출한 결과, 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질은 고등학생 행복감의 43.8%를 설명하며, 부모-자녀 의사소통은 친구관계의 질의 12.2%를 설명하였다.
Table 5
Direct, Indirect, and Total Effects Predicting Happiness in High School Students
Path of latent variables Direct Indirect Total SMC
Father-adolescent communication → Happiness .44*** .01 .45*** .44
Mother-adolescent communication → Happiness .10 .09** .19  
Friendship quality → Happiness .27*** .27***  
Father-adolescent communication → Friendship quality .03 .03 .12
Mother-adolescent communication → Friendship quality .33*** .33***  

Note. N = 459. The values indicate standardized beta weights.

** p < .01.

*** p < .001.

논의 및 결론

부-자녀 및 모-자녀 의사소통 및 친구관계의 질이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로와 관련하여, 중학생과 고등학생을 대상으로 발견된 연구결과를 비교하여 양 집단의 공통점과 차이점을 논의하면 다음과 같다.
먼저, 공통점과 관련하여, 부-자녀 의사소통은 중·고등학생의 행복감에 직접적인 영향을 미쳤으나, 모-자녀 의사소통은 중·고등학생의 행복감에 직접적으로는 영향을 미치지 않았다. 이는 부모와의 긍정적 관계가 청소년의 행복감에 정적인 영향을 미친다는 연구결과들(Flouri & Buchanan, 2003; J. M. Kim & Lee, 2010)을 부분적으로 지지한다. 아버지와의 의사소통의 영향력이 중·고등학생에게 일관되게 발견된 것은 아버지와 어머니의 양육에 대한 청소년의 지각 차이에 기인할 수 있다. 즉, 대부분의 가정에서 영유아기부터 지속되는 주 양육자로서의 어머니 양육과 자녀와의 친밀한 대화는 청소년 자녀에게 당연시되는 반면, 아버지의 양육참여와 관심은 청소년에게 상대적으로 더 크게 지각될 수도 있다. 그로 인해 본 연구결과에서도 부-자녀 및 모-자녀 의사소통의 영향력을 함께 고려할 때 부- 자녀 의사소통의 영향력이 상대적으로 더 크게 나타날 수 있을 것이다. 혹은 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통이 청소년에게 각각 다른 반응을 유발해서 결과적으로 청소년의 행복감에 다른 결과를 초래하였을 가능성도 고려할 수 있다. 구체적으로, Shek (1998)은 청소년이 부모와의 갈등 상황에서 아버지와 어머니에게 대처하는 갈등해결 행동이 다를 수 있다는 가능성을 제기하며, 이로 인해 부-자녀 갈등만이 청소년의 삶의 만족도에 영향을 미칠 수 있음을 언급했다. 실제로 청소년은 어머니와 갈등이 생겼을 때 감정적으로 크게 화를 내거나 모욕적인 언어를 사용하며 통제력을 잃기 쉬운 행동이 일시적으로 증가하지만, 아버지와의 갈등에서는 그렇지 않았다는 연구결과(Doorn, Branje, & Meeus, 2011)가 이를 뒷받침한다. 이 외에도, 모-자녀 의사소통이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 데 청소년의 개인특성 변인들이 완전매개함으로써 그 영향력이 발견되지 않았을 수도 있다. 부모와의 관계가 청소년의 심리적 안정감에 영향을 미치는 경로에서 청소년의 사고나 문제해결 능력, 자기수용, 자기효능감과 같은 개인 변인들이 매개역할을 한다는 연구결과들(B.-I. Kim & Lee, 2013; I. S. Kim & Hong, 2016; Özdemir, 2014; Song & Han, 2015)은 이러한 가능성을 뒷받침한다. 그러나 이러한 가능성에 관해서는 추후 연구들에서 좀 더 탐색할 필요가 있어 보인다.
Figure 2.
Figure 2.
Direct and indirect paths from parent-adolescent communication to happiness in high school students. The values on the arrows indicate standardized beta weights. Dysfunctional communication items and negative emotion items were reverse-coded to match the direction of measurement variables.
***p < .001.
kjcs-38-2-149f2.tif
친구관계의 질 또한 중·고등학생의 행복감에 영향을 미쳤다. 이는 가장 친한 동성친구와의 긍정적 관계가 청소년의 행복감에 필수적이라는 선행 연구결과들(Demir, Achoui, & Šimonek, 2015; Demir et al., 2007; McGill, Way, & Hughes, 2012)을 지지한다. 즉, 친구관계의 질이 낮은 청소년은 친구와의 상호 친밀감 욕구를 충족하기 어려우며, 이로 인해 일상생활에서의 적응감과 안녕감을 경험하는 데도 실패하기 쉽다. 또한 스트레스 대처 관점으로는 친구와의 낮은 관계 질을 가진 청소년에게는 친구관계가 스트레스 인자가 되며, 그로 인해 친구와의 관계에서 일상적인 갈등이나 괴롭힘, 거절의 경험이 누적되어 결과적으로 청소년의 행복감을 감소시킬 수 있다(Bagwell & Schmidt, 2013). 청소년들이 가까운 친구에게서 즐거움을 경험하고 인정받고 신뢰를 경험하게 되면 정서적인 안정감을 갖고 자신의 존재를 확인받고 지지받아 자신의 삶에 대해 만족감이 증가할 것이다. 이를 통해, 선행 연구결과들(Demir et al., 2015; Jo, 2014; E. Sung & Kim 2013)과 마찬가지로, 청소년기의 가까운 대인관계로서 부모 및 동성친구가 중요하며, 이들과의 관계가 청소년의 행복감에 영향을 미침을 확인할 수 있다.
다음으로, 중 · 고등학생 모형에서 발견된 차이점은 다음과 같다. 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통이 친구관계의 질에 미치는 영향이 다르게 나타나, 중학생에게는 아버지와의 의사소통만이, 고등학생에게는 어머니와의 의사소통만이 친구관계의 질에 유의한 영향을 미쳤다. 이는 중학생 대상의 연구결과들(Y.-J. Choi & Yoo, 2007; Cui, Conger, Bryant, & Elder, 2002)과 고등학생을 대상으로 한 연구결과(Jung, 2015)뿐만 아니라, 중 · 고등학생 모두를 대상으로 한 연구결과(Updegraff, McHale, Counter, & Kupanoff, 2001)에서도 부모에게 신뢰를 받고 이해받으며 긍정적인 관계를 맺고 개방적 의사소통을 하는 청소년이 친구관계에서도 좋은 관계를 형성할 수 있다고 일관되게 보고된 것과 부분적으로 일치한다. 그러나 중학생과 고등학생에게서 발견된 양상이 다른 것은 대학입시가 중요한 국내 사회분위기의 영향력에 대한 가능성을 내포한다. 즉, 자녀가 고등학교에 진학하여 학년이 올라감에 따라 가족 구성원 모두가 스트레스를 받으며, 가족 구성원 중 특히 어머니가 자녀의 학업적 목표 달성을 위해 육체적으로나 정서적으로나 청소년을 지지하기 위한 노력을 더 많이 기울인다는 점에서(Yang, 2005), 고등학생 자녀가 학업에 집중할 수 있도록 모든 영역에서의 지원을 보내는 어머니의 노력이 고등학생의 친구관계에도 긍정적으로 영향을 미쳤을 수 있다. 예컨대, 고등학생의 경우 가까운 친구와의 갈등상황이 학업에 큰 영향을 미칠 수 있으므로 친구 간 갈등상황이 유예되지 않도록 어머니가 해결전략을 제시해주고 격려하고, 고등학생 자녀 또한 이 도움을 보다 쉽게 수용할 수 있다. 그뿐만 아니라, 중학생에 비해 고등학생이 어머니에게 먼저 자신의 생활에서의 일화나 관계에 대해 자발적으로 이야기할 수 있다는 점(Smetana, 2008)에 비추어 해석해 볼 수 있다. 즉, 고등학생이 친구와의 관계에서 갈등이 생긴다면 본인을 정서적으로 지지해주는 어머니에게 보다 쉽게 이야기할 수 있고, 어머니 또한 자녀의 정서적 안정을 위해 친구와의 갈등문제를 해결할 수 있게 보다 적극적으로 도움을 주기 쉽다. 반면, 중학생의 친구관계에는 아버지와의 의사소통만이 영향을 미친 결과는 중학생에게 있어 아버지와의 관계 또한 중요함을 시사하며, 아버지-자녀 간 긍정적 의사소통은 자녀의 친구관계까지 확산될 수 있음을 확인할 수 있다. 즉, 중학생의 친구관계의 질을 높이기 위해서는 아버지와의 긍정적 의사소통을 향상시키는 접근이 유용함을 시사한다. 나아가 아버지와의 의사소통이 고등학생에게는 유의한 영향을 미치지 못하다는 점에서, 중학생이 갖는 아버지와의 의사소통을 개선시키는 접근뿐만 아니라 고등학교 시기까지 부-자녀 간 긍정적 의사소통을 지속할 수 있도록 도와야 한다.
또한, 부모-자녀 의사소통이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로에서 중·고등학생의 친구관계 질의 매개역할은 다르게 나타났다. 구체적으로, 중학생의 경우, 앞서 서술했듯이 부-자녀 의사소통은 청소년의 행복감에 대한 직접적 영향에 더해, 친구관계의 질을 매개로 간접적으로도 영향을 미친 반면, 고등학생의 경우, 모-자녀 의사소통만이 친구관계의 질을 통해 청소년의 행복감에 간접적으로 영향을 미쳤다. 이러한 차이는 모-자녀 의사소통은 중 · 고등학생 간에 차이가 없었으나 부-자녀 의사소통은 중 · 고등학생 간 차이가 나타난 본 연구의 예비분석 결과와도 유사한 맥락에서 이해할 수 있다. 다시 말하면, 부-자녀 개방적 의사소통은 중학생이 더 높고, 부-자녀 역기능적 의사소통은 고등학생이 더 높았는데, 이러한 결과는 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통이 친구관계의 질을 통해 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로에서의 중·고등학생 간 차이를 야기할 수도 있을 것이다. 이와 같이, 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통이 친구관계의 질을 매개로 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로에서 발견된 중·고등학생 간 차이를 통해 청소년기가 발달단계상 급변의 시기이긴 하나, 이러한 변화가 청소년기 전반에 걸쳐 일정한 비율로 지속적으로 나타나는 것이 아니라, 중 · 고등학생에 따라 그 변화적 특성이 다름을(Larson, Moneta, Richards, & Wilson, 2002) 확인할 수 있다. 그러나 본 연구의 주제와 관련하여 중학생과 고등학생을 비교한 선행 연구들이 드물어 이에 대해서는 지속적인 후속 연구를 통해 밝혀질 수 있을 것이다.
결론적으로, 부-자녀 의사소통은 중 · 고등학생의 행복감에 직접적 영향을 미쳤으나, 모-자녀 의사소통은 중·고등학생의 행복감에 직접적 영향을 미치지 않았다. 또한 중학생은 부-자녀 의사소통만이, 고등학생은 모-자녀 의사소통만이 친구관계의 질을 통해 행복감에 영향을 미쳤다. 즉, 청소년의 행복감에 부-자녀관계와 모-자녀관계가 영향을 미치는 경로가 다르며, 중학생과 고등학생 간에 그 영향력은 다소 다르게 나타났다. 특히, 중 · 고등학생의 행복감에 부-자녀관계는 모-자녀관계와 달리 직접적인 영향을 미쳐, 아버지 역할을 중요성을 확인하였다.
본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제안은 다음과 같다. 먼저, 본 연구결과는 횡단적인 자료에 근거하였기 때문에 인과적 관계를 규명하기에는 어려움이 있다. 부모-자녀관계와 친구관계가 추후 청소년의 정신건강에도 여전히 영향을 미친다는 종단 연구결과들(K.-S. Lee, 2011; Shek, 1998)을 토대로 부모 및 친구와의 관계가 청소년의 행복감에 미치는 영향을 뒷받침할 수는 있으나, 행복감을 더 많이 느끼는 청소년이 부모 및 친구와도 긍정적인 관계를 형성하고 유지할 가능성 또한 배제할 수 없다. 따라서 후속 연구에서는 종단 연구나 자기회귀교차지연, 실험연구를 포함한 다양한 연구 설계를 통해 이러한 변인들 간의 상호적 관계를 포함한 인과관계를 살펴보는 것이 바람직할 것이다. 다음으로, 본 연구는 모두 청소년의 지각에 초점을 두어 자기보고 방법을 이용하였으나, 동일한 보고자로 인해 연구결과가 과장될 수도 있다. 후속 연구에서는 청소년 외의 다양한 정보제공자(multiple informants)도 포함한 자료 수집이 필요해 보인다. 이 외에도, 부-자녀 및 모-자녀 관계는 청소년의 성별에 따라 발달 및 적응에 미치는 영향이 다른 것으로 알려지므로(Rice & Mulken, 1995), 후속 연구에서는 경로에서의 성차를 고려볼 필요가 있다. 또한, 친구관계의 질을 정의할 때 긍정적 차원과 부정적 차원을 따로 개념화하여 접근해야 한다는 주장(Bagwell & Schmidt, 2013; Burk & Laursen, 2005; Hussong, 2000)에 근거하여, 친구관계의 질에 ‘갈등’과 같은 부정적 측면을 포함하여 측정하는 것도 바람직할 것이다. 그 과정에서 친구관계의 질의 하위요인들에 대한 타당도 검증이 기반되어야 할 것이다.
이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 다음과 같은 학문적, 실용적 의의를 지닌다. 첫째, 연구설계 측면에서 부-자녀 의사소통과 모-자녀 의사소통의 영향을 따로 구분함으로써 부모가 청소년의 행복감에 미치는 영향에서는 특히 아버지와의 의사소통이 보다 더 강력한 영향력을 가진다는 것을 규명하였다. 특히, 중·고등학생의 행복감에 있어 아버지와 어머니의 개별적 영향력을 확인함으로써, 본 연구는 부모 각각의 독특한 영향력의 관계를 조사하거나 청소년의 발달 영역에 대한 아버지 및 어머니의 영향력의 차이를 비교하기 위한 후속 연구의 기초자료를 제공할 수 있다는 데 의의가 있다. 둘째, 본 연구는 부모-자녀 의사소통과 친구관계의 질이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 경로가 중학생과 고등학생 간에 차이가 있음을 밝혔다. 따라서, 청소년 지도 및 상담 시 청소년의 행복감을 높이기 위해 부모와 친구와의 관계를 보다 긍정적으로 유지할 수 있도록 돕되, 부모와의 관계와 관련해서는 중학생과 고등학생에 대해 다소 개별적인 접근을 시도하는 것이 유용할 것이다. 마지막으로, 본 연구는 청소년기 자녀를 둔 부모를 대상으로 하는 부모교육 프로그램을 구성할 때 부-자녀 의사소통의 중요성을 강조하고, 부모-자녀 개방적 의사소통을 질적으로 신장시킬 수 있는 구체적이고 실용적인 개입전략을 개발해야 하는 근거를 마련하였다. 본 연구는 청소년기 자녀를 둔 아버지를 대상으로 한 부모교육 프로그램과 청소년을 대상으로 한 또래관계 프로그램의 개발을 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

Acknowledgements

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF-2016S1A3A2924375).

Notes

This article is a part of the first author’ s doctoral dissertation submitted in 2016, and was presented as a poster at the 2016 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

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