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Korean J Child Stud > Volume 44(2); 2023 > Article
아버지의 심리적 통제가 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 영향: 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 매개효과

Abstract

Objectives

This study investigated how fathers’ use of psychological control affects adolescents’ subjective well-being, mediated by their internalized shame and ambivalent emotional expression. Additionally, potential gender differences in these relationships were also examined.

Methods

A total of 235 middle-school students (118 boys, 117 girls) were recruited and independent samples t-tests, Pearson correlation coefficient analysis, and structural equation modeling were utilized for data analysis. Potential differences in the pathways based on adolescents’ gender were explored via multi-group analysis.

Results

Fathers’ psychological control had a direct impact on girls’ subjective well-being, but only indirect effects on boys’ and girls’ subjective well-being through internalized shame. The indirect effect of fathers’ psychological control on boys’ subjective well-being through ambivalent emotional expression was significant, but not for girls. Lastly, the indirect effect on boys’ subjective well-being through internalized shame and ambivalent emotional expression was significant. The paths between fathers’ psychological control and adolescents’ internalized shame, as well as between adolescents’ ambivalent emotional expression and subjective well-being, exhibited significant gender differences.

Conclusion

These results demonstrate that fathers’ use of psychological control significantly impacts adolescents’ subjective well-being, but in different ways for boys and girls. Thus, it is crucial to consider the differing roles of fathers in parent-child relationships during adolescence, and to develop tailored parent and family education programs accordingly.

Introduction

주관적 안녕감이란 개인이 자신의 삶에 대해 긍정적으로 지각하며 정서적으로 반응하는 정도를 일컫는 것으로(Diener, 1984), 주거환경, 소득, 직장, 교육 수준과 같은 외적인 조건들보다 개인의 삶의 질을 더 잘 예측하는 심리적 변인이다. 주관적 안녕감은 청소년들이 역경에 탄력적으로 대응하며 성장하도록 할 뿐 아니라, 전반적인 사회정서발달과도 밀접한 관련이 있다. 구체적으로 청소년의 주관적 안녕감 수준이 높을수록 자아존중감, 자기 신뢰, 낙관성이 높았으며(Koo, 2009), 자살, 우울, 폭력적 행동과 같은 역기능적 문제 수준은 낮았다(Valois, Zullig, Huebner, & Drane, 2001). 또한 주관적 안녕감이 높을수록 청소년의 학교에 대한 인식과 학교에서 맺는 사회적 관계들은 긍정적이었으며, 이는 문제행동 및 학교 부적응 문제의 위험을 낮췄다(Y. S. Kim & Cho, 2015). 그러나 우리나라 청소년의 주관적 안녕감 지수는 OECD 22개 국가 중 최하위이며, 세부 지표인 삶의 만족에서도 가장 낮은 순위를 기록하였다(Social Science Research Institute, Yonsei University & Korea Bang Jeong Hwan Foundation, 2021). 특히 청소년기의 주관적 안녕감은 이후 성인기의 주관적 안녕감 및 삶의 질과도 밀접하게 연결되므로(Jose, Ryan, & Pryor, 2012) 우리나라 청소년들의 낮은 주관적 안녕감 수준에 주목하고 개입방안을 마련하기 위해 주관적 안녕감 수준과 밀접한 관련이 있는 요인들에 대한 지속적인 탐색이 필요하다.
무엇보다 청소년은 부모로부터 벗어나 심리적 독립을 하고자 하지만 동시에 여전히 부모에게 의존하고 애정을 필요로 하며(Morrissey & Werner-Wilson, 2005), 청소년의 발달과 적응에 대한 부모의 영향력은 여전히 크다는 점에서(Y. L. Kim & Lee, 2011), 청소년 대상 연구에서 부모 관련 변인의 영향력을 살펴보는 것은 의미가 있다. 특히 아동기와 성인기 간의 과도기에서 이전에 비해 한 개인으로서의 독립성과 책임감을 나타낼 필요가 있는 청소년기의 발달적 과업에 근거하여(Steinberg, 2005), 청소년이 심리적, 행동적으로 자율성을 발휘하는 것과 밀접한 관련이 있는 부모의 양육행동인 심리적 통제가 청소년의 적응에 미치는 영향에 대한 연구들이 지속적으로 이루어져 왔다. 심리적 통제란 자녀가 부모가 기대하는 행동을 하지 않았을 때 애정을 철회하거나 실망감을 표현하여 자녀의 죄책감과 수치심을 유발하는 등의 심리적 수단으로 자녀를 통제하려는 시도이다(Barber, 1996). 부모의 심리적 통제는 많은 선행연구들을 통해 청소년 자녀의 우울, 불안(Barber, 1996), 비행 및 반사회적 행동(Barber, Bean, & Erickson, 2002)의 원인 중 하나로 지목되었으며 자녀가 성인기에 이르러서도 부모의 도움 없이 스스로 할 수 없다고 느끼는 무력감을 경험케 하는 등 장·단기적으로 부정적 영향을 미치므로(Chun, 2021), 심리적 수단을 통해 부모에 대한 의존성을 높이고 통제하는 양육행동에 대한 경각심을 가질 필요가 있다. 무엇보다 자율성을 경험하는 것이 인간의 필수적인 심리적 욕구 중 하나이며, 이와 같은 심리적 욕구를 충족하는 것이 안녕감에 중요한 역할을 함을 제시하는 관점은 부모의 심리적 통제가 청소년 자녀의 주관적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 살펴볼 필요성을 뒷받침한다(Deci & Ryan, 2013). 그러나 이러한 영향을 살펴본 다수의 연구들에 비해(Barber et al., 2002; S.-S. Choi & Choi, 2019), 청소년의 긍정적 발달지표 중 하나이며 사회적으로 주목받고 있는 주관적 안녕감이나 삶의 만족도에 부모의 심리적 통제가 미치는 영향을 살펴본 연구는 상대적으로 적은 편이다.
특히 지금까지 청소년기 자녀를 둔 부모의 양육행동과 관련한 선행연구들은 대부분 자녀의 발달에 미치는 어머니의 영향력에 초점을 두고 어머니의 양육행동만을 살펴보거나 아버지와 어머니를 구분하지 않고 부모의 양육행동을 살펴본 경향을 보인다. 그러나 현대사회에서는 전통적인 남녀의 역할 구분이 희미해지고 여성의 사회진출 증가로 인해 자녀양육에 대한 아버지와 어머니의 역할 경계가 사라지고 있어, 그동안 상대적으로 등한시되었던 아버지 양육행동의 영향력에 주목할 필요가 있다. 선행연구에 따르면 어머니의 양육행동과 마찬가지로 아버지의 양육행동은 자녀의 정서적·사회적 능력을 성장시키고(K. W. Kim & Lee, 1998), 자녀의 독립성과 활동성을 기르는 역할을 한다(Becker, 1964). 또한 아버지의 민주적이고 자율성을 인정하는 양육행동은 자녀의 행복감을 높이는 반면, 부적절한 양육행동은 자녀의 독립성과 자율성 발달을 저해하며 정서조절과 같은 심리적 적응에도 부정적 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다(Oh, 2018). 그러나 청소년과 아버지와의 관계는 어머니와의 관계와 비교하여 친밀감, 갈등 수준 등에서 차이가 나타나며(Collins & Laursen, 2004), 아버지와 어머니의 양육행동이 미치는 영향력은 청소년의 성별 및 발달영역에 따라 다를 가능성도 제기되어(Stolz, Barber, & Olsen, 2005), 아버지 양육행 동의 영향력에 주목하여 살펴볼 필요성이 강조된다. 따라서 본 연구에서는 아버지의 심리적 통제에 주목하여 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 영향을 살펴보려 한다.
한편, 아버지의 심리적 통제와 남녀 청소년의 주관적 안녕감을 매개할 가능성이 있는 관련 변인들 중 내면화된 수치심과 정서표현 양가성에 주목해볼 수 있다. 먼저, 내면화된 수치심은 수치심이 유발되는 상황이 아님에도 반복적이고 지속적으로 수치심을 경험하며 이것이 내면화되어 스스로를 부적절하고 열등한 존재로 느끼는 것을 의미한다(Cook, 1991). 내면화된 수치심의 중요한 원인 중 하나는 부모와의 관계에서 경험하는 수치심인 것으로 알려져 있는데, 일찍이 Sears (1957)는 부모의 애정철회와 같은 조건적 애정을 통한 훈육방법이 자녀의 사회화에는 긍정적 영향을 미칠 수 있으나 정서적으로는 부정적 영향을 미칠 가능성이 있다고 제안하였다(Sears, 1957). 애착이론의 관점에 의하면 부모의 정서적 거부나 방임적 양육 행동으로 인해 자녀와 정서적 교류가 단절될 때 자녀는 내면에 자신에 대한 부정적인 인식을 형성하게 되어 수치심을 경험하게 된다(Cook, 1991). 부모의 심리적 통제는 자녀가 자신의 뜻에 따르도록 애정을 철회하거나 자녀의 정서를 억압하고 외면함으로써 자녀의 생각이나 감정을 통제하고 긍정적 발달을 저해한다는 점에서 정서적 학대와도 유사한 성격을 가지고 있다(Barber et al., 2002). 이러한 정서적 학대를 포함한 부정적인 양육행동은 자녀의 내면화된 수치심을 높인다. 실제로 아버지의 심리적 통제와 청소년 자녀의 내면화된 수치심 간의 밀접한 관련성을 보여주는 다수의 연구들도 보고된 바 있다(Kee & Hong, 2016; Kwak & Shin, 2021). 또한 내면화된 수치심은 부정적 자의식과 관련된 부정적 정서로 청소년의 우울과 밀접한 관련이 있다고 보고되어(Kwak & Shin, 2021), 우울이 주관적 안녕감과 삶의 만족도에 유의한 부적 영향을 미친다는 점(E.-K. Lee & Lee, 2005)과 수치심이 주관적 안녕감과 주관적 안녕감의 하위요인인 삶의 만족에 부적 상관을 보고한 것에 근거하여(H. Choi & Suh, 2017), 청소년의 내면화된 수치심 수준이 높을수록 주관적 안녕감 수준 또한 낮아질 것임을 추측해볼 수 있다. 즉, 부모는 심리적 통제를 통해 자녀가 자신에 대한 부적절감, 열등감을 경험하며 내면화된 수치심을 갖는데 영향을 미칠 수 있다(Cook, 1991). 또한 만성적으로 자리잡은 내면화된 수치심은 인지적 구조의 바탕이 되어 자신과 타인에 대한 왜곡된 표상을 형성하는 데 영향을 미치고(Kaufman, 1996), 이는 우울감과 같은 부정적 정서 수준을 높일 수 있다(Lewis, 1986). 그러나 내면화된 수치심이 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간의 관계를 매개하는지 살펴본 경우는 드물어 세 변인 간 관계를 탐색할 필요성이 있다.
다음으로 정서표현 양가성은 자신이 느끼는 감정을 표현하려는 욕구는 존재하지만 이를 억압하고 갈등하는 것으로 정서를 표현하고 싶지만 표현하지 않는 것을 말한다(King & Emmons, 1990). 정서표현에 있어 편안함을 느끼는 것은 정서적 능력의 한 측면으로 청소년기의 적응과 중요한 관계가 있어 주목할 필요가 있다(Hessler & Katz, 2010). 특히 정서표현 양가성을 나타내는 것과 같이 정서표현에 있어 내적 갈등을 겪는 것은 정서적 회피의 한 측면일 수 있는데, 이는 과거 정서표현을 하였을 때 개인내적으로 혹은 관계에서 부정적인 경험을 하였던 것에 기인할 수 있으며 정서표현을 회피함으로써 타인으로부터의 거절, 비난 등을 피하고자 하는 목표와 관련된다(Kennedy-Moore & Watson, 1999). 특히 정서조절 및 정서표현에 있어 여전히 성숙해가고 있는 청소년기에 자신의 정서를 효과적으로 표현하지 못하는 것은 다양한 심리적, 행동적 부적응과 밀접한 관련이 있다고 보고되고 있다(I. Lee & Lee, 2018). 아버지의 심리적 통제와 청소년의 정서표현 양가성 간의 관계를 살펴본 연구는 많지 않은 편이지만, 부모의 심리적 통제는 청소년의 정서표현 양가성 수준을 높이는 변인으로 보고되고 있는데(S. H. Kim, 2020), 이는 부모의 심리적 통제가 자녀가 자신의 생각, 감정, 행동 등을 억압하거나 바꾸어야 한다고 느끼는 압력으로 작용하며 정서표현을 하는데 어려움을 겪게 한다는 측면(Barber, 1996)과 밀접한 관련이 있는 것으로 사료된다. King과 Emmons (1990)는 정서표현 양가성이 개인의 심리적, 신체적 안녕감 및 심리적 고통과 관련이 있다고 보고하였으며, Katz와 Campbell (1994)도 정서표현 양가성을 보이는 사람에게서 우울과 불안이 더 심하며 신체적 증상이 더 많이 나타났다고 하였다. 이처럼 정서는 신체적 건강 뿐 아니라 정신건강 및 주관적 안녕감에 영향을 미치는 핵심적인 변인이다(Lazarus, 1991). 또한 청소년을 대상으로 한 연구에서 자기방어적 양가성이 주관적 안녕감에 유의한 부정적 영향을 미친 것으로 볼 때(S. H. Kim, 2020), 청소년의 정서표현 양가성 수준이 주관적 안녕감 수준에 부정적 영향을 미칠 것임을 추측해볼 수 있다. 이와 같이 부모의 심리적 통제가 자녀의 정서표현에 미치는 부정적 영향(Barber, 1996) 및 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 부정적 영향을(S. H. Kim, 2020) 고려하였을 때, 정서표현 양가성이 아버지의 심리적 통제와 청소년의 주관적 안녕감 간의 관계를 매개하는 변인으로 기능할 가능성을 가정해볼 수 있다. 세 변인 간 관계를 살펴본 선행 연구는 매우 제한적이나, 정서표현 양가성을 포함한 정서의 억제는 아동기에 경험한 정서 비수용과 성인기 심리적 고통간의 관계를 설명하는 유의한 매개변인이었다는 결과가 보고되고 있다(Krause, Mendelson, & Lynch, 2003). 또한 아버지와 어머니를 구분하여 살펴본 연구는 아니나, 부모의 심리적 통제와 청소년의 주관적 안녕감 간의 관계를 살펴본 선행연구에서 정서표현 양가성의 하위요인인 자기방어적 양가성의 매개효과가 확인되었다(S. H. Kim, 2020).
나아가, 내면화된 수치심과 정서표현 양가성 관계와 관련하여 건강한 자기를 가진 사람은 자신의 감정을 있는 그대로 느끼고 경험하며 자신과 타인을 이해하는 반면 수치심이 자아정체감에 내면화된 사람은 자신의 감정을 외면하고 억압한다고 보고한 선행연구에 주목해 볼 수 있다(M.-K. Kim & Hyun, 2013). 내면화된 수치심 수준이 높은 사람은 정서를 표현하려는 욕구가 존재하지만, 동시에 자기를 보호하고자 정서표현을 억제하려는 욕구가 충돌하면서 정서표현 갈등을 일으킨다. 또한 청소년의 내면화된 수치심 수준은 높은 정서표현 양가성 수준에 영향을 미쳤다는 선행연구(H. J. Kim & Hong, 2013)를 함께 고려하였을 때 아버지의 심리적 통제와 청소년의 주관 적 안녕감 간의 관계에서 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 순차적 매개효과를 조심스럽게 가정해볼 수 있다. 즉, 아버지가 심리적 통제를 많이 사용할수록 청소년 자녀의 내면화된 수치심의 수준이 높아지며, 이는 감정을 표현하고 싶은 욕구가 있어도 자신의 실제 감정을 외면하고 억압하는 수준을 높임으로써(Kaufman, 1996) 주관적 안녕감에 부정적인 영향을 미칠 가능성이 있다. 그러나 아직 네 변인 간의 관계에 주목한 연구는 찾아보기 어려운 실정이다.
한편 청소년의 성별을 구분하여 아버지가 자녀에게 미치는 영향력을 살펴볼 필요성이 제기된다. 청소년기에 동성 간, 이성 간 부모자녀관계에서의 차이를 관찰할 수 있으며, 동성 부모와 자녀는 이성인 경우에 비해 유대관계가 더 깊고, 동성 부모가 자녀에게 더 많은 영향력을 행사하는 경향이 있다고 보고한 경우를 주목해볼 수 있다(Gecas, 1971). 연구변인들과 관련하여 청소년의 성차를 보고한 선행연구들을 살펴보면 매우 소수이나, 남자 청소년에 대한 부모의 심리적 통제가 여자 청소년보다 높고(Barber et al., 2002; Kee & Hong, 2016), 남자 청소년의 경우 어머니보다 아버지의 심리적 통제 수준를 더 높게 지각하는 경향이 보고된다(E. Choi & Lim, 2018). 반면 내면화된 수치심 및 정서표현 양가성 수준은 여자 청소년이 남자 청소년에 비해 더 높은 것으로 보고되며(H. J. Kim & Hong, 2013; King & Emmons, 1990), 주관적 안녕감 수준은 오히려 남자 청소년이 여자 청소년보다 더 높은 것으로 보고되었다는 점에서(H. Kim & Hong, 2007), 청소년의 성별을 구분하여 연구모형을 분석하고 개별경로에서 남녀 청소년이 유의한 차이를 보이는지 살펴볼 필요가 있다. 따라서 연구문제는 아래에 제시하였다.

연구문제 1

아버지의 심리적 통제는 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 미치는가?

연구문제 2

아버지의 심리적 통제는 남녀 청소년의 내면화된 수치심 및 정서표현 양가성을 통해 주관적 안녕감에 간접적인 영향을 미치는가?
2-1. 아버지의 심리적 통제는 남녀 청소년의 내면화된 수치심을 통해 주관적 안녕감에 간접적인 영향을 미치는가?
2-2. 아버지의 심리적 통제는 남녀 청소년의 정서표현 양가성을 통해 주관적 안녕감에 간접적인 영향을 미치는가?
2-3. 아버지의 심리적 통제는 순차적으로 남녀 청소년의 내면화된 수치심과 정서표현 양가성을 통해 주관적 안녕감에 간접적인 영향을 미치는가?

Methods

연구대상

본 연구에서는 중학교 2, 3학년 남녀 청소년 235명을 대상으로 하였다. 중학생 시기는 발달적으로 청소년기에 해당하며, 신체적, 심리적으로 급격한 변화를 겪으며 자아정체성과 자립성에 대한 욕구가 두드러지고 이를 시험해보는 시기이나, 아버지의 심리적 통제는 자녀의 자율성을 제한하고 정신건강에 부정적 영향을 미칠 수 있다는 사실에 주목하였다(Soenens & Vansteenkiste, 2010). 이 시기에는 추상적 사고와 자의식이 발달하지만 동시에 부정적 자기평가와 또래 평가에 민감해지고, 정서적으로도 예민하고 불안정하다는 특징을 보이는데, 이러한 변화는 수치심 경험에 취약하게 하고(Reimer, 1996) 정서 표현에 어려움을 겪게 한다(H. J. Kim & Hong, 2013). 본 연구에서는 이러한 청소년기의 특성과 더불어 청소년의 높은 정서표현 양가성 수준이 공격성과 문제행동(I. Lee & Lee, 2018), 심리적 고통(Jang & Lee, 2018)을 유발할 수 있다는 결과를 고려하여 중학생을 연구대상으로 선정하였다. 남학생이 118명(50.2%), 여학생이 117명(49.8%)이었으며, 중학교 2학년이 53명(22.6%), 3학년이 182명(77.4%)으로 중학교 3학년의 비율이 상대적으로 높았다. 아버지와 어머니의 연령 모두 41∼50세 이하가 각각 158명(67.3%)과 182명(77.5%), 51∼60세 이하가 아버지 72명(30.6%), 어머니 32명(13.6%) 순이었다. 아버지와 어머니의 교육수준은 대학교 졸업의 비율이 각각 125명(53.2%), 130명(55.3%)로 가장 높았고, 고등학교 중퇴 혹은 졸업이 아버지 75명(31.9%), 어머니 64명(27.2%)으로 뒤를 이었다. 거주 지역은 서울/경기/인천권이 104명(44.3%), 대구/부산/울산/경상권이 62명(26.4%) 순으로 많았다. 가족구조는 양부모 가족에 해당하는 경우가 226명(96.2%), 아버지와 함께 거주하는 한부모 가족이 9명(3.8%)으로 양부모 가족의 비율이 압도적이었다.

연구도구

청소년의 주관적 안녕감

주관적 안녕감이 삶에 대한 긍정적 지각 및 정서로 구성되어 있다는 선행연구의 제안(Diener, 1984)에 따라 주관적 안녕감을 인지적 측면인 삶의 만족도와 정서적 측면인 긍정/부정정서를 포함하여 측정하였다. 삶의 만족도 척도는 Diener 등(1985)이 개발하였으며 Lim (2012)이 번역, 타당화한 척도(K-SWLS)를 사용하여 측정하였다. 총 5문항으로 이루어져있으며 전혀 그렇지 않다 (1점)∼매우 그렇다 (7점) 중 응답하는 7점 리커트 척도이다. 문항 간 내적합치도(Cronbach’s α)는 .89이었다. 긍정/부정 정서는 정적정서 및 부정정서 척도(PANAS)를 사용하였으며 Watson 등(1988)이 개발하고 Park과 Lee (2016)가 번역, 타당화하였다. 지난 한달 간 경험한 정서에 대한 총 20문항으로 이루어졌으며 정적 정서(10문항), 부적 정서(10문항)으로 구성되었다. 본 연구에서는 주관적 안녕감의 정서적 측면을 정적 정서와 부적 정서를 합하여 정서 균형 점수를 산출한 선행연구(Huang, 2015)에 근거하여 부적 정서를 역코딩하여 정서를 단일요인으로 구성하였다. 전혀 그렇지 않다 (1점)∼매우 그렇다 (5점) 중 응답하는 5점 리커트 척도이다. 문항 간 내적합치도(Cronbach’s α)는 .81이었다.

아버지의 심리적 통제

아버지의 심리적 통제는 심리적 통제 척도(PCS-YSR)를 사용하였으며, Barber (1996)가 개발하고 M. J. Choi (2010)가 번안하였다. 총 16문항으로 언어적 표현의 제한(3문항), 감정의 무효화(3문항), 죄책감 유도(2문항), 애정철회(3문항), 기괴한 정서적 행동(2문항)이 있다. 5점 리커트 척도이며 전혀 그렇지 않다 (1점)∼매우 그렇다 (5점)로 구성되어 있다. 각 하위요인 별 문항 간 내적합치도(Cronbach’s α)는 언어적 표현의 제한 .92, 감정의 무효화 .71, 개인적 공격 .76, 죄책감 유도 .70, 애정 철회 .79, 기괴한 정서적 행동 .81이었다.

청소년의 내면화된 수치심

청소년의 내면화된 수치심은 내면화된 수치심 척도(ISS)를 사용하였으며 Cook (1988)이 개발하였고, I. Lee와 Choi (2005)가 번역 및 타당화하였다. 총 30문항으로 부적절감(10문항), 공허(5문항), 자기처벌(5문항), 실수불안(4문항) 및 반응 편향성을 제어하기 위한 Rosenberg (1985)의 자존감 척도(6문항)로 구성되어 있으며, 자존감 척도 6문항을 제외한 총 24문항을 통해 내면화된 수치심 점수를 산출하도록 되어있다. 5점 리커트 척도로 그런 경우가 없다 (1점)∼거의 항상 그렇다 (5점)로 이루어져 있다. 각 하위요인별 문항 간 내적합치도(Cronbach’s α)는 부적절감 .93, 공허 .92, 자기처벌 .85, 실수불안 .86이었다.

청소년의 정서표현 양가성

청소년의 정서표현 양가성은 한국판 정서표현 양가성 척도(AEQ-K)를 사용하였으며 King과 Emmons (1990)가 개발하였으며 H.-Y. Choi (2008)가 타당화하였다. 총 21문항으로 두 가지 하위요인인 자기방어적 양가성(13문항), 관계관여적 양가성(8문항)으로 나누어져 있다. 5점 리커트 척도로 전혀 그렇지 않다 (1점)∼매우 그렇다 (5점)으로 구성되었다. 각 하위요인별 문항 간 내적합치도(Cronbach’s α)는 자기방어적 양가성 .93, 관계관여적 양가성 .90이었다.

자료분석

수집된 자료를 분석하기 위하여 SPSS 26.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 22.0 (IBM Co., Armonk, NY) 프로그램을 사용하였다. 첫째, 연구대상자의 사회인구학적 특성을 살펴보기 위하여 빈도분석을 실시하였고, 척도의 신뢰도를 확인하기 위하여 각 척도의 하위요인별 Cronbach’s α를 산출하였다. 둘째, 중학교 2∼3학년 청소년이 지각하는 각 변인들의 수준이 성별에 따른 차이를 나타내는지 보기 위하여 독립표본 t 검정을 실시하였다. 셋째, 네 변인 간의 관계를 Pearson의 적률상관계 수를 성별에 따라 구분하여 산출하였다. 넷째, 구조방정식 모형을 설정하여 분석하였다. 또한 본 연구모형에서는 두 개의 매개변인이 포함되어 개별 간접효과의 유의성을 검증하고자 팬텀 변수라는 가상의 변수를 통해 부트스트래핑 기법을 사용였다. 마지막으로, 다중집단 분석을 통해 남녀 청소년 집단이 개별경로에서 유의한 차이를 나타내는지 분석하기 위해 경로별 제약에 따른 χ2 차이검정을 실시하였다.

Results

예비분석 및 상관분석

자료의 일반적 경향성과 정규성을 검정하기 위해 먼저 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 포함한 기술통계치를 산출하였다. 또한 각 변인 청소년의 성차를 살펴보기 위하여 Levene의 등분산성 검정을 실시한 후, 독립표본 t 검정을 실시하였다. 그 결과, 연구변인의 왜도 범위는 -.41∼1.08, 첨도 범위는 -.99∼1.54로, 왜도와 첨도 값이 -2∼2 사이로서 자료의 정규성이 확보되었다(George & Mallery, 2020). t 검정 결과, 청소년의 주관적 안녕감 하위요인인 삶의 만족도에서만 유의한 성차가 나타났다(t [233]= 2.23, p < .05). 즉 남자 청소년(M = 3.68, SD = 1.25)이 여자 청소년(M = 3.31, SD = 1.29)보다 유의하게 높은 삶의 만족도를 보였다(Table 1). Pearson의 적률상관계수를 산출하여 변인들 간의 관계를 살펴본 결과는 Table 2에 제시하였다.

아버지의 심리적 통제, 내면화된 수치심, 정서 표현 양가성이 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 경로

아버지의 심리적 통제와 내면화된 수치심, 정서표현 양가성이 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 경로에서 청소년의 성에 따른 차이를 살펴보기 위해 다중집단분석을 실시하였다. 이때, 정서표현 양가성의 하위요인인 자기방어적 양가성의 오차분산이 음수로 나타나 아주 작은 수(0.005)로 고정하였다(G. Kim, 2013). 먼저 비제약모형의 적합도는 χ2 = 305.338(df = 142, p < .001) χ2/df = 2.150, TLI = .908, CFI = .928, RMSEA = .071(90% CI = .060, .082), SRMR = .059로 두 집단에 적용되는 모형의 적합도는 적합도 기준을 충족하는 것으로 나타났다. 비제약모형과 측정제약모형을 비교하여 측정동일성을 검증한 결과, 두 모형 간의 차이는 통계적으로 유의하지 않아 측정 동일성이 확보되었다(χ2 = 9.823 [ df = 10, n.s.]). 다음으로 측정제약모형과 구조계수제약모형을 비교한 결과, 두 모형 간의 차이는 통계적으로 유의하여(χ2 = 16.364 [ df = 7, p <.05]), 측정계수에서는 남자 청소년과 여자 청소년의 모형이 동일하나 구조계수에서는 두 집단의 모형이 차이가 있었다. 따라서 측정제약모형을 최종으로 선택하였으며, 남녀 청소년을 분리하여 구조방정식모형을 분석하였다. 측정제약모형의 모델적 합도는 χ2 = 315.161(df = 152, p < .001), χ2/df = 2.073, TLI = .914, CFI = .928, RMSEA = .069(90% CI = .058, .079), SRMR = .061로 적합도 기준을 충족하였다.
남녀 청소년을 분리하여 구조방정식 모형의 경로계수를 살펴본 결과는 Table 3, Figure 1Figure 2에 제시되었다. 남자 청소년 모형에서는 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감에 미치는 직접효과가 유의하지 않았으며(β = -.073, n.s.), 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심(β = .533, β = .375, p < .05) 및 정서표현 양가성(β = .238, p < .05)에 미치는 직접적 경로, 내면화된 수치심이 정서표현 양가성(β = .397, p < .05) 및 주관적 안녕감(β = .461, p < .05)에 미치는 직접적 경로, 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 직접적 경로(β = -.379, p < .05)가 유의하였다. 또한 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감(β = -.416, p < .01) 및 정서표현 양가성(β = .211, p < .05)에 미치는 간접적 경로 및 내면화된 수치심이 주관적 안녕감에 미치는 간접적 경로(β = -.151, p < .05)가 모두 유의하였다. 여자 청소년 모형에서는 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감에 유의한 직접 효과를 나타내었다(β = -.144, p < .05). 또한 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심에 미치는 직접적 경로(β = .375, p < .05) 및 내면화된 수치심이 정서표현 양가성에 미치는 직접적 경로(β = .617, p < .05)는 유의하였으나, 아버지의 심리적 통제가 정서표현 양가성에 미치는 직접적 경로(β = -.006, n.s.) 및 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 직접 경로(β = .040, n.s.)는 유의하지 않았다. 간접효과의 경우 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감(β = -.307, p < .05) 및 정서표현 양가성(β = .231, p < .01)에 이르는 경로만 유의한 것으로 나타났다.
또한 팬텀변인을 생성하여 남녀 청소년 모형 각각에서 개별간접경로의 유의성을 살펴본 결과, 남자 청소년(b = -.074, p < .01)과 여자 청소년(b = -.151, p < .05) 모형 모두에서 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심을 거쳐 주관적 안녕감으로 이어지는 경로가 유의하였다. 그러나 남자 청소년의 경우에는 아버지의 심리적 통제가 정서표현 양가성을 거쳐 주관적 안녕감으로 이어지는 경로가 유의하였으나(b = -.032, p < .05), 여자 청소년의 경우에는 유의하지 않았다(b = -.000, n.s.). 마찬가지로 남자 청소년의 경우에는 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 순차적 매개를 통해 주관적 안녕감으로 이어지는 경로가 유의한 것으로 나타났지만(b = -.028, p < .05), 여자 청소년은 유의하지 않았다(b = -.002, n.s.). 팬텀변수 생성을 통한 개별간접효과 분석 결과, 남자 청소년(b = -.074, p < .01)과 여자 청소년(b = -.151, p < .05) 모두 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심을 거쳐 주관적 안녕감으로 이어지는 경로의 개별간접효과가 유의하였다. 그러나 남자 청소년은 아버지의 심리적 통제가 정서표현 양가성을 거쳐 주관적 안녕감으로 이어지는 경로가 유의하였지만(b = -.032, p < .05), 여자 청소년의 경우에는 유의하지 않았다(b = -.000, n.s.). 마찬가지로 남자 청소년은 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 순차적 매개를 통해 주관적 안녕감으로 이어지는 경로가 유의한 것으로 나타났지만(b = -.028, p < .05), 여자 청소년의 경우에는 유의하지 않았다(b = -.002, n.s.).
나아가, 다중집단분석 결과, 구조계수에서 남녀 청소년 집단 간 차이가 유의한 것으로 나타나 구체적으로 어떤 변인 간의 경로에서 집단 간 차이가 유의한지 살펴보았다. 측정계수 제약모형과 잠재변인 간 경로 중 하나만 제약한 모형 간 χ2 차이가 유의한지 살펴본 결과 아버지의 심리적 통제와 내면화된 수치심 간 경로(χ2 = 7.770 [ df = 1, p <.01])와 정서표현 양가성과 주관적 안녕감 간 경로(χ2 = 8.027 [ df =1, p <.01])가 남자 청소년의 내면화된 수치심에 미치는 직접효과(β = -.533, p < .05)가 아버지의 심리적 통제가 여자 청소년의 내면화된 수치심에 미치는 직접효과(β = -.375, p < .05)에 비해 유의하게 크다는 것을 나타낸다. 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 경로의 경우, 집단 간 차이가 유의하게 나타났으며 남자 청소년의 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 직접 효과가 유의한 반면(β = -.379, p < .05), 여자 청소년의 경우에는 유의하지 않았다(β = .040, n.s.).

Discussion

본 연구는 아버지의 심리적 통제가 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 직접적 영향 및 내면화된 수치심과 정서표현 양가성을 통한 간접적 영향을 살펴봄으로써, 청소년기 자녀에게 아버지의 심리적 통제가 미치는 영향력을 청소년의 성별을 구분하여 구체적으로 알아보고자 하였다.
먼저, 직접적 영향을 살펴본 결과, 아버지의 심리적 통제는 여자 청소년의 주관적 안녕감에만 부적으로 유의한 직접적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 남자 청소년의 경우 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간의 관계에서 내면화된 수치심과 정서표현 양가성 각각의 매개효과, 그리고 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 순차적 매개효과가 모두 유의하게 나타난 반면, 여자 청소년의 경우 내면화된 수치심의 매개효과만이 유의하게 나타난 것을 고려하여 본 연구의 결과를 해석해볼 수 있다. 즉, 내면화된 수치심은 남녀 청소년 모두에게 있어 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간의 관계를 설명하는 매개 변인이지만, 여자 청소년의 경우 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감에 미치는 직접적 영향이 유의한 것으로 미루어보아, 내면화된 수치심과 정서표현 양가성 외에도 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감에 부정적 영향을 미치는 다른 기제에 주목해볼 필요가 있음을 보여준다고 하겠다. 선행연구에서 여자 청소년의 주관적 안녕감에 유의한 영향을 미치는 선행변인으로 신경증, 성격특성, 학업성취도 등을 보고하고 있음을 고려할 때(H. Kim & Hong, 2007), 추후 연구에서도 다양한 매개변인들을 고려하여 아버지의 심리적 통제와 청소년의 주관적 안녕감 간 관계에서 남녀 청소년의 차이를 탐색해볼 수 있을 것이다. 다만, 개별경로에서의 남녀 청소년 집단 간 차이를 살펴본 결과 아버지의 심리적 통제가 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 직접효과의 크기가 남녀 청소년 간에 유의한 차이는 없었으며, 아버지의 심리적 통제가 여자 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 직접적 영향의 크기도 작다는 점도 고려할 필요가 있다. 이는 선행연구에서 부모의 심리적 통제가 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 유의한 직접적 영향을 나타내었으나 청소년의 성에 따른 유의한 차이는 없었다고 보고한 선행연구와 일치되는 맥락이다(S. H. Kim, 2020). 아버지의 심리적 통제와 남녀 청소년의 주관적 안녕감 간의 관계에서 매개변인의 역할을 살펴본 선행연구는 매우 제한적이므로 추후 연구에서는 보다 다양한 매개변인들의 역할들을 고려함과 동시에 청소년의 성차를 살펴보는 지속적인 연구가 필요하다.
아버지의 심리적 통제가 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 간접적 영향을 살펴본 결과, 첫째, 남녀 청소년 모두에게서 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간의 관계에서 내면화된 수치심의 유의한 매개효과가 나타났다. 아버지의 심리적 통제, 청소년의 내면화된 수치심, 주관적 안녕감 간의 관계를 동시에 살펴본 선행연구를 찾아보기는 힘들지만 아버지의 심리적 통제, 청소년의 우울 간의 관계를 살펴본 선행연구 결과들이 내면화된 수치심의 유의한 매개효과를 보고한 것과 유사한 맥락의 결과라고 볼 수 있겠다(Kwak & Shin, 2021). 즉, 아버지가 조건적 애정을 통한 훈육을 보일수록, 남녀 청소년 모두 지속적으로 수치심을 경험하며 스스로를 부적절하고 열등한 존재로 느끼는 경향이 있으며, 이는 청소년이 자신의 삶을 긍정적으로 지각하고 긍정적인 정서를 느끼는 데 유의한 부정적인 영향을 미침을 보여준다. 특히 개별경로에서의 집단 차이를 살펴본 결과 아버지의 심리적 통제는 남자 청소년의 내면화된 수치심에 여자 청소년의 경우보다 더 큰 영향을 미쳤음에 주목할 필요가 있다. 부모와 자녀의 성별을 구분하여 청소년기 자녀 대상 양육행동의 영향력을 살펴본 선행연구가 매우 제한적인 가운데, 성별에 주목한 초기 연구들은 남녀 청소년 모두 아버지보다 어머니와 더 가까운 경향이 있으나 남자 청소년은 여자 청소년에 비해 아버지와 친밀한 경향이 있으며, 아버지와의 관계가 이후 성인기 관계의 질에도 영향을 미치는 중요한 요인이라고 보고한 바 있다(Russell & Saebel, 1997). 최근의 연구 중에서는 아버지가 나타내는 양육관여와 책임감 수준이 청소년 자녀의 성별에 따른 차이가 거의 없다고 보고되기도 하는 가운데(Phares, Fields, & Kamboukos, 2009), 본 연구결과는 특히 남자 청소년의 수치심에는 부모 중 아버지의 심리적 통제만이 유의한 영향을 미쳤다는 결과들과 일치되는 맥락의 결과이며(Kwak & Shin, 2021; S.-R. Lee, 2014), 여자 청소년에 비해 남자 청소년의 부정적 자의식 및 정서에 상대적으로 더 큰 영향을 미치는 아버지의 역할에 주목하고 남자 청소년을 위한 아버지의 바람직한 역할을 강조할 필요성을 제시한다. 둘째, 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간의 관계에서 정서표현 양가성의 매개효과는 남자 청소년의 경우에만 유의한 것으로 나타났다. 특히 여자 청소년의 경우에는 아버지의 심리적 통제가 정서표현 양가성에 미치는 영향 및 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 영향이 모두 유의하지 않았으며, 특히 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 미치는 영향의 효과크기는 남자 청소년의 경우와 비교하였을 때 유의한 차이가 있었다. 비록 남자 청소년에 비해 유의한 차이는 아니었지만 아버지의 심리적 통제가 주관적 안녕감에 미치는 직접적 영향이 여자 청소년의 경우에만 유의하고, 내면화된 수치심이 주관적 안녕감에 미치는 영향도 여자 청소년의 경우에 남자 청소년보다 크게 나타나고 있는 것을 고려하였을 때, 남자 청소년과 여자 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 변인들의 상대적 영향력이 다를 가능성을 고려해 볼 필요가 있다. 특히 남자 청소년의 경우 심리적 통제의 직접적 영향 및 내면화된 수치심의 영향력을 고려한 후에도 정서 표현 양가성이 여전히 주관적 안녕감에 유의한 영향을 미쳤기에, 남자 청소년의 주관적 안녕감에 있어 정서를 표현하고 싶은 욕구는 있으나 이를 억압하며 갈등하는 것이 주관적 안녕감에 미치는 부정적 영향력을 충분히 고려할 필요가 있을 것이다. 또한 비록 본 연구에서는 살펴보지 못하였으나 선행연구에서는 남성의 경우 긍정적인 정서를 억누르고 부정적 정서를 나타내보이는 경향이 있으며, 여성의 경우는 반대의 경향이 나타난다고 보고하는 등 정서표현 양가성의 양상이 성별에 따라 다를 가능성도 제시하고 있는 것을 고려할 때(Simpson & Stroh, 2004), 추후 연구에서 남녀 청소년의 정서표현 양가성의 구체적 양상이 주관적 안녕감에 미치는 영향을 살펴볼 필 요성도 있어 보인다. 마지막으로 아버지의 심리적 통제가 순차적으로 청소년의 내면화된 수치심과 정서표현 양가성을 통해 주관적 안녕감에 미치는 간접적 영향을 살펴본 결과, 남자 청소년의 경우에만 유의한 영향을 미친 것으로 나타났다. 본 연구에서 아버지의 심리적 통제가 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 영향에서 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 순차적 매개효과가 남자 청소년에게만 나타난 것 역시 남자 청소년의 경우에만 정서표현 양가성이 주관적 안녕감에 영향을 미치는 경로가 유의한 것과 중요한 관련이 있는 것으로 보인다. 이러한 결과는 남자 청소년에게 있어서 내면화된 수치심과 정서표현 양가성 모두 아버지의 심리적 통제와 주관적 안녕감 간 관계를 설명하는 중요한 변인임을 보여준다. 더불어 아버지는 남녀 청소년 모두의 주관적 안녕감에 영향을 미치는 의미있는 존재이지만, 청소년 자녀의 성별에 따라 아버지의 심리적 통제가 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 구체적인 경로는 다를 수 있음을 보여준다.
본 연구의 한계와 이를 극복하기 위한 추후 연구 방향에 대해 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 아버지의 심리적 통제가 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 경로에 주목하여 살펴보는 것을 주 목적으로 하였으며, 어머니의 양육특성을 살펴보기 위한 데이터는 수집하지 않아 양부모 가정에서 부부 간의 양육관련 정서, 행동 등은 상호영향을 주고받을 수 있음에도(Kerig, 2019), 어머니 양육 관련변인을 통제변인으로 포함하지는 못하였다. 또한 아버지와 어머니의 양육행동이 청소년 자녀에게 미치는 영향이 각기 다를 가능성이 제시되어 왔기에(Bosco, Renk, Dinger, Epstein, & Phares, 2003), 추후 연구에서는 아버지와 어머니의 영향력을 함께 살펴볼 필요도 있다. 둘째, 본 연구는 청소년의 자기보고를 통해 아버지의 심리적 통제를 측정하였기 때문에 아버지가 지각한 심리적 통제 수준과는 차이가 있을 수 있다. 양육행동은 실제와 지각에 있어 차이가 나타날 수 있는 주관적인 경험으로(Barber, 1996), 청소년 자녀의 지각한 심리적 통제 수준을 측정하여 주관적 안녕감에 미치는 영향을 살펴보는 것도 의미있는 접근이나, 추후 남녀 청소년과 아버지가 각각 보고한 심리적 통제 수준을 함께 평가하여 의미있는 차이를 살펴보고 주관적 안녕감에 미치는 영향력을 살펴보는 것도 의미있을 것이다. 마지막으로, 청소년을 대상으로 타당화된 주관적 안녕감의 하위요인인 정서, 내면화된 수치심, 정서표현 양가성을 측정하기 위한 척도를 발견할 수 없어, 대학생을 대상으로 타당화가 이루어진 PANAS 척도, ISS 척도, AEQ-K 척도를 사용하여 측정하였다. 청소년을 대상으로 한 많은 국내외 선행연구들이 본 연구와 동일한 척도를 사용하여 변인을 측정하고 있지만, 추후 국내 청소년을 대상으로 척도의 타당화를 실시하고 변인 간 관계를 살펴볼 필요성이 있다.
본 연구의 다음과 같은 의의를 가진다. 일찍이 아버지, 어머니와 남녀 청소년의 성별에 따른 네 쌍의 관계가 서로 다른 특성을 지니고 있음에 주목할 필요성이 일찍이 제안되었으나(Steinberg, 1990), 아직 아버지가 남녀 청소년에게 미치는 영향을 구분하여 살펴본 연구는 많지 않다. 그 가운데 본 연구에서는 아버지를 포함시키지 않거나 부모의 성별을 구분하지 않고 살펴본 연구들과 달리 아버지의 심리적 통제에 주목하여 남녀 청소년의 주관적 안녕감에 미치는 영향력을 살펴보았다. 즉, 청소년의 성별을 구분하여 아버지의 심리적 통제가 내면화된 수치심 및 정서표현 양가성을 통해 주관적 안녕감에 미치는 영향을 개별적으로 살펴보았을 뿐 아니라 청소년 성별에 따른 경로의 차이를 살펴보았다는 데 중요한 의의가 있다. 본 연구 결과는 아버지의 심리적 통제의 영향력은 청소년 자녀의 성별에 따라 차이가 존재할 수 있으며, 아버지와 청소년 자녀와의 관계의 개입방안에 있어 자녀의 성별을 고려할 필요가 있음을 시사한다. 또한, 청소년의 주관적 안녕감에 영향을 미칠 수 있는 변인으로 내면화된 수치심과 정서표현 양가성의 역할을 입증했다는 점에서 의의가 있다. 이는 내면화된 수치심과 정서 표현 양가성 수준이 청소년의 주관적 안녕감 수준에 중요한 역할을 하고 있으며, 아버지의 심리적 통제 수준과 밀접한 관련이 있는 청소년의 개인내적 특성들이 주관적 안녕감에 유의한 영향을 미치고 있음을 고려해야 함을 시사한다.

Notes

This article is a part of the first author’s master’s thesis submitted in 2022, and was presented at the 2022 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Path through which the fathers’ psychological control, internalized shame, and ambivalent emotional expression aff ect the subjective well-being of boys (n = 118).
*p < 05.
kjcs-44-2-131f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Path through which the fathers’ psychological control, internalized shame, and ambivalent emotional expression aff ect the subjective well-being of girls (n = 117).
*p < 05.
kjcs-44-2-131f2.jpg
Table 1
Descriptive Statistics and T-tests according to Adolescents’ Gender
Boys (n = 118)
Girls (n = 117)
t
M SD M SD
Fathers’ psychological control (FPC)
 Constraining verbal expression (CVE) 2.10 0.93 2.01 0.86 0.75
 Invalidating feelings (IF) 2.50 1.00 2.37 0.87 1.11
 Personal attack on child (PA) 2.03 0.97 1.88 0.94 1.23
 Guilt induction (GI) 2.46 1.10 2.27 1.00 1.38
 Love withdrawal (LW) 2.17 1.06 2.07 0.88 0.80
 Erratic emotional behavior (EEB) 2.28 1.21 2.20 1.12 0.52
Internalized shame (IS)
 Inadequacy (I) 2.23 0.92 2.27 1.00 -0.32
 Emptiness (E) 2.14 1.04 2.20 1.17 -0.42
 Self-punishment (SP) 2.21 0.93 2.38 1.06 -1.36
 Anxiety of errors (AE) 2.72 0.99 2.91 1.14 -1.38
Ambivalent emotional expression (AEE)
 Self-defensive ambivalence (SD) 2.85 0.87 3.07 0.98 -1.80
 Relationship-involved ambivalence (RI) 3.00 0.85 3.20 1.00 -1.67
Subjective well-being (SWB)
 Satisfaction with life (SL) 3.68 1.25 3.31 1.29 2.23*
 Affect (A) 3.11 0.48 3.03 0.58 1.10
Table 2
Correlation Coefficient among Variables according to Adolescents’ Gender
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14
1 .54** .63** .32** .55** .60** .21* .30** .27** .12 .15 .07 -.26** -.30**
2 .62** .50** .50** .51** .54** .14 .29** .29** .09 .29** .15 -.14 -.15
3 .71** .52** .47** .59** .74** .27** .36** .29** .17 .12 .06 -.42** -.33**
4 .40** .55** .58** .53** .55** .22* .27** .23* .12 .25** .20* -.19* -.21*
5 .66** .49** .72** .58** .69** .25* .37** .34** .19* .21* .08 -.31** -.25**
6 .67** .58** .71** .55** .77** .23* .37** .28** .10 .14 .02 -.32** -.28**
7 .36** .26** .54** .27** .39** .41** .81** .79** .79** .52** .46** -.64** -.71**
8 .43** .25** .51** .24* .47** .42** .80** .82** .65** .56** .40** -.62** -.63**
9 .33** .27** .47** .28** .40** .31** .82** .85** .77** .56** .46** -.54** -.63**
10 .26** .28** .40** .29** .34** .39** .72** .64** .73** .55** .49** -.47** -.59**
11 .35** .41** .30** .25** .44** .39** .43** .49** .45** .56** .80** -.29** -.51**
12 .26** .28** .19* .20* .33** .32** .24** .25** .30** .43** .74** -.21* -.37**
13 -.27** -.30** -.33** -.26** -.26** -.35** -.50** -.42** -.40** -.43** -.56** -.34** .64**
14 -.25** -.27** -.32** -.13 -.29** -.30** -.49** -.48** -.47** -.47** -.41** -.25** .54**

Note. The correlation coefficients for boys (n = 118) and girls (n = 117) are presented below and above the diagonal line, respectively.

1 = CVE; 2 = IF; 3 = PA; 4 = GI; 5 = LW; 6 = EEB; 7 = I; 8 = E; 9 = SP; 10 = AE; 11 = SD; 12 = RI; 13 = SL; 14 = A.

* p < .05.

** p < .01.

Table 3
Direct, Indirect, and Total Effects in the Structural Equation Model
Path Boys (n = 118)
Girls (n = 117)
Direct Indirect Total SMC Direct Indirect Total SMC
FPC SWB -.073 -.416** -.489** .606 -.144* -.307* -.451** .782
IS SWB -.461* -.151* -.612* .606 -.844* .024 -.820* .782
AEE SWB -.379* -.379* .606 .040 .040 .782
FPC IS .533* .533* .284 .375* .375* .140
FPC AEE .238* .211* .450** .315 -.006 .231** .225* .378
IS AEE .397* .397* .315 .617* .617* .378

Note. All values are standardized.

* p < .05.

** p < .01.

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