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Korean J Child Stud > Volume 45(4); 2024 > Article
청소년이 지각한 부모의 합리적 설명과 공감의 관계: 부모애착과 자아존중감의 이중매개효과

Abstract

Objectives

This study examined the relationship between empathy and parenting behavior among adolescents. Specifically, we examined the sequential mediating effects of parental attachment (maternal and paternal attachment respectively) and adolescents’ self-esteem on the relationship between reasonable parental explanations and adolescents’ empathy.

Methods

The study included 589 first-year middle school students surveyed in 2021 from the 14th Wave of the Panel Study on Korean Children, produced by the Korea Institute of Child Care and Education. The adolescents responded to questions on reasonal parental explanations, parental attachment, self-esteem, and empathy. Their parents responded to socioeconomic variables, and their teachers responded on adolescent’s academic performance. Data were analyzed using SPSS 28.0, PROCESS macro version 4.2, and Model 6 was used to examine the sequential mediating effects. Bootstrapping method was used to examine indirect effects.

Results

Adolescents’ perceptions of reasonable parental explanations were relatively high, as was their attachment to their fathers and mothers. Adolescents’ self-esteem and empathy were slightly above average. Additionally, the results indicated that adolescents’ perceptions of reasonable parental explanations and their empathy had a positive relationship. Specifically, their relationship was explained through the mediation of attachment to both father and mother, and adolescents’ self-esteem, after controlling for adolescents’ gender, academic performance, and monthly household income.

Conclusion

These findings contribute to a deeper understanding of the internal and external factors influencing adolescents’ empathy, serving as a foundation for interventions aimed at enhancing empathy and suggesting policies to improve parenting behaviors and parent-child attachment among parents of adolescents.

Introduction

복잡하고 다양한 이해관계가 얽힌 현대사회에서 공감은 우리가 지향해야 할 가치이자 사회를 이끄는 힘이다. 공감이란 타인의 감정과 의견을 이해하고 함께 나누는 능력을 의미한다(Davis, 1980). 이러한 공감 능력의 발달에서 초기 청소년기, 특히 중학교 시기가 중요한 전환점이 된다. 중학교 시기는 전반적인 영역에서 성장과 발달이 진행되며, 사회적 관계가 확장되어 또래관계 형성과 친사회적 행동 증진이 매우 중요해진다(Chang & Chung, 2013). 그러나 이 시기에는 자신 및 자신의 집단과 타자 및 다른 집단을 구분하는 속성이 강화되기도 한다(Elkind, 1967). 더욱이 중학교 환경은 초등학교와 비교하였을 때 더욱 엄격한 규율과 확대된 수업으로 인해 구성원들의 교류가 감소하고 학업 부담과 경쟁이 심화되는 특징을 보인다(Aum & Lee, 2012). 최근 코로나19 팬데믹으로 인해 중학생들의 공감 능력 발달에 대한 우려가 지속되고 있다. 학교라는 환경에서 타인의 마음을 헤아리고, 얼굴 표정이나 감정을 읽고 표현하는 경험이 부족했기 때문이다. 이에 교육부(Ministry of Education, 2022)는 교육회복 종합방안에서 공감 능력을 비롯한 사회성 회복에 대한 지속적인 관심과 지원의 필요성을 강조하고 있다. 이러한 맥락에서 초기 청소년기에 사회적 기술이자 필수 덕목인 공감 능력을 함양하는 것은 더욱 중요해졌다.
청소년기는 또래의 영향력이 증가하면서 부모의 영향력이 감소하는 것처럼 보일 수 있으나, 이 시기에도 부모는 여전히 자녀의 전반적인 발달에 큰 영향을 미치는 의미 있는 타인이다(Lerner, von Eye, Lerner & Lewin-Bizan, 2009). 선행연구에 따르면 부모의 양육 행동은 청소년의 내적 요인 향상에 중요한 역할을 한다(I. T. Park, 2021). 이러한 내적 요인 중 하나인 공감 능력은 인지발달과 함께 발달하는데(Hoffman, 2008), 이는 논리적 근거와 기준에 대한 노출과 이해가 공감 능력 발달과 밀접한 관계를 가질 수 있음을 시사한다. Piaget (1964)에 따르면, 12세경의 초기 청소년기는 형식적 조작기에 진입하는 시기이다. 이 시기에 청소년들은 눈앞에 보이는 현실을 넘어 가능성과 추상적 개념에 대해 사고할 수 있게 되면서 인지발달의 새로운 국면을 맞이한다. 즉, 이 시기의 청소년들은 합리적이고 논리적인 설명의 가치를 이해할 수 있는 능력을 갖추게 된다. 동시에 이 시기는 부모-자녀 간 의사소통의 방식과 주제가 변화하고(Anderman, 2012), 자율성을 추구하면서 부모의 의견에 따르지 않으려는 경향이 더욱 강해진다(Chen, 2010). 이러한 맥락에서 부모의 합리적 설명은 청소년 자녀에게 더욱 중요하게 작용할 수 있다. 따라서 초기 청소년기에도 부모-자녀 관계에서의 양육 행동이 중요하며, 특히 부모가 자녀의 요구에 합리적인 설명을 제시하고 논리적이고 명확한 기대를 가지는 양육 행동의 중요성이 강조된다(Ratnawati, Utomo, Ningsih, & Setyaputri, 2022). 이러한 양육 행동이 청소년의 인지발달 단계에 부합하면서도, 변화하는 부모-자녀 관계에서 효과적인 의사소통을 가능하게 하여 청소년의 공감 능력 발달을 촉진할 수 있음을 예상할 수 있다.
의사소통은 부모-자녀 관계를 강화시키거나 약화시키는 중요한 매개체이다. 이는 부모가 자녀의 행동에 대해 단순히 지시하거나 처벌하기보다는 행동의 이유와 결과를 논리적으로 설명해 주는, 즉 자녀를 존중하는 의사소통의 한 형태인 합리적 설명의 중요성을 더욱 부각시킨다. 자녀가 성장할수록 가정 내 의사소통의 기회는 양적으로 줄어들고, 부모-자녀 의사소통이 일방적으로 자녀의 행동이나 성향을 수정하려는 역기능적 유형으로 변하는 경우가 많기 때문이다(H. I. Jang & Park, 2014). Rogers (1951)는 부모가 자녀의 잘못을 훈육할 때에도 자녀가 여전히 사랑받고 있다고 느낄 수 있는 민감한 양육행동이 중요하다고 강조했다. 이러한 양육행동을 통해 자녀는 자신과 타인을 이해하게 되며, 이는 타인을 향한 공감적 행동으로 이어질 수 있다(Eisenberg & Miller, 1987).
선행연구들은 부모의 합리적 설명과 청소년 자녀의 사회정서발달 간의 관계를 밝혀왔다. H. Y. Park (2024)은 부모의 합리적 설명과 중학생의 학교적응의 관계를 자율성과 공감의 매개효과로 설명하였다. 합리적 설명이 높을수록 중학생의 자율성과 공감이 높게 나타나고 이가 학교적응과도 긍정적인 관계를 보임을 밝혔다. D. I. Kim과 Ahn (2019)의 종단 연구에 따르면, 초등학교 고학년부터 중학교 시기까지 부모의 합리적 설명이 지속적으로 높은 집단의 청소년들이 그렇지 않은 집단보다 성장신념이 높았다. Jo (2012)의 연구에서는 부모로부터 합리적 설명을 받는다고 느끼는 아동일수록 자아탄력성과 학교생활적응능력이 높은 경향을 보였다. 또한, E-J. Kim과 Jeon (2014)은 초등학교 고학년을 대상으로 한 연구에서 부모의 합리적 설명 수준이 높을수록 또래 및 교사와의 관계가 더 긍정적임을 밝혔다. 이러한 연구 결과들은 부모의 합리적 설명과 청소년기 자녀의 심리사회적 발달 간의 긍정적인 관계를 보여준다. 따라서 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 사이에도 유의미한 관계가 있을 것이라고 추론할 수 있다.
부모의 합리적 설명이 청소년기 자녀와 어떠한 경로를 통해 관계를 맺는지 규명해 볼 필요가 있다. 부모의 양육행동과 자녀가 느끼는 부모애착 간의 관계에 대해 여러 연구가 진행되어 왔다. H. J. Park, Kim과 Yi (2018), Y. A. Jang과 Eom (2009), 그리고 Gallarin과 Alonso-Arbiol (2012)의 연구에 따르면, 부모의 양육행동은 자녀가 느끼는 부모애착에 영향력을 가진다. 특히 부모가 자녀의 행동과 정서에 대해 자율성을 존중하는 양육방식을 취할수록 청소년이 느끼는 부모애착이 높아지는 경향을 발견했다(Gallarin & Alonso-Arbiol, 2012). 애착 연구의 상당수가 영아기에 초점을 맞추어 이루어져 왔으나, 이 연구는 영아기에 형성된 애착이 개인의 성장과정에 따라 지속적인 변화와 수정을 겪으며 생애 전체에 영향을 미칠 수 있다는 점에 주목하였다.
부모의 합리적 설명과 청소년의 자아존중감 사이의 관계가 밝혀져 왔다. 선행연구는 어머니의 합리적인 훈육이 청소년 자녀의 자아존중감 향상과 정적인 관계가 있음을 보고하였다(Furnham & Cheng, 2000). 이는 청소년기의 발달적 특성을 고려하였을 때 부모의 합리적 설명이 청소년 자녀의 내적 요인에 중요한 역할을 할 수 있음을 시사한다. 특히 아동이 지각하는 부모의 양육행동이 부모가 보고한 본인의 양육행동에 비해 아동에게 미치는 영향력이 더 클 수 있다는 점에서(M. J. Park & You, 2011) 청소년의 지각을 통해 해석된 부모의 합리적 설명 제공을 기준으로 살펴보고자 하였다.
자녀가 인식하는 부모 애착이 높을수록 자녀의 공감 능력이 높은 것으로 보고되고 있다. 구체적으로 아동이 지각하는 부모 애착이 안정적일수록 공감 능력의 정도가 높아져 대인관계에 긍정적인 영향을 미친다는 점이 밝혀졌다(S. H. Park & Lee, 2014). J. E. Kim, Doh, Kim과 Kim (2013) 또한 부모 애착이 높을수록 학령기 아동이 본인보다 상대방의 관점에서 바라보려는 공감 능력이 높았으며, 이가 또래관계에서의 높은 사회성이나 인기도와 연결된다는 점을 밝혔다.
부모 애착을 어머니에 대한 애착과 아버지에 대한 애착으로 구분하여 살펴볼 필요가 있다. 현대사회에서 가족 구조 및 가족 내 분업에 대한 인식의 변화는 부모 역할에도 변화를 가져왔다. 특히 자녀가 있는 가정에서 부모 한 사람이 주 양육자로 역할을 하는 것이 아닌, 양육은 공동 책임이라는 인식이 확대되면서 자녀와의 관계에서 아버지의 역할이 강조되고 있다(S. J. Park & Kang, 2020). 이때 초기 청소년기의 자녀에게 영향을 미치는 아버지와 어머니의 역할이 다르다는 점이 밝혀졌다(Verschueren, 2020). 구체적으로 어머니와의 애착은 자녀가 스트레스를 받는 상황에 직면했을 때 편안함이나 안식처가 되는 안전한 피난처(safe haven)로의 역할을 수행하는 반면, 아버지와의 애착은 그들의 자녀가 더 광범위한 범위의 사회적 또는 비사회적 환경에서 탐색을 수행할 때 지원과 격려를 제공하는 안전기지(secure base)로의 역할을 수행하는 경향이 나타난다고 하였다. J. E. Kim 등(2013)은 부 애착과 모 애착이 아동의 공감 능력에 미치는 효과 크기를 비교하였고, 모 애착이 아동의 공감 능력에 미치는 영향이 더 큰 것을 밝혔다. 청소년의 부모애착을 부와 모로 구분하여 분석함으로써, 청소년에게 미치는 영향이 다름을 보여준 연구들(K. H. Choi & Kim, 2016; Y. J. Hong & An, 2023; S. H. Park & Lee, 2014)은 자녀가 느끼는 부모애착을 부와 모로 나누어 살펴볼 필요성을 보여준다.
자아존중감과 공감은 관련이 깊다. 청소년의 자아존중감과 공감은 정적 관계에 있으며, 자아존중감이 높을수록 청소년의 공감능력의 수준이 높은 것으로 확인되었다(H. J. Choi, Ryu & Park, 2019). H. Y. Lee 와 Yoo (2011)는 자아존중감과 인지적 공감, 그리고 정서적 공감이 서로 관계가 있음을 밝혔다. 이때 부모의 합리적 설명과 청소년의 자아존중감의 관계 또한 예측해 볼 수 있다. 부모의 지지는 청소년 자녀에게 긍정적인 자아존중감을 갖게 하는 경향이 있는 반면(Parker & Benson, 2004), 모의 심리적 통제는 자녀의 낮은 자아존중감과 관련이 있는 것으로 보고되었다(Steinberg, 2001). 부모의 합리적 설명이 부모가 자녀를 지도할 때 이유를 가지고 일관성 있게 애정적으로 주장하고 부모-자녀의 관계에 있어서 합리적인 방안을 찾으려는 양육행동을 의미한다는 점에서(Huh & OK, 2013) 심리적 통제와는 거리가 멀고, 부모의 합리적 설명이 요구와 반응성이 모두 높은 민주적 양육행동의 일부라는 점에서 지지적인 양육행동과 관련이 깊다는 점을 알 수 있다. 종합했을 때, 청소년의 자아존중감은 공감 능력뿐만 아니라 부모의 합리적 설명과 관계가 있음을 생각해 볼 수 있다.
청소년의 건강한 심리적 발달과 안정의 근거가 되는 자아존중감 형성의 출발은 부모 애착에서 이루어짐이 논의되어 왔다. 부모와 높은 애착을 가진 자녀일수록 자아존중감이 높고(Oh, 1998), 부모와의 애착관계가 낮을수록, 부모를 배척하며 자아존중감이 낮은 경향을 보였다(Ryan & Lynch, 1989). 초기 청소년의 부모애착과 안녕감의 관계에서 자아존중감이 조절 효과가 있음이 드러나기도 하였다(Yoon & Choi, 2011). M-K. Kim (2016)은 청소년이 지각한 부모애착과 삶의 만족도의 관계에서 자아존중감이 매개효과가 있음을 밝혔다. 이는 청소년 자녀가 부모와 의사소통이 잘 되고, 소외감을 느끼지 않으며, 부모에 대한 신뢰감을 느낄 때 본인 스스로 소중한 존재이자 어떤 성과를 이루어낼 만한 유능한 사람이라고 믿는 마음을 더욱 가질 수 있음을 보여준다.
종합하면, 청소년이 지각한 부모의 합리적인 설명, 부모애착, 자아존중감, 그리고 공감능력이 서로 관련이 있음을 예측할 수 있다. 기존에는 청소년의 개인적 특징과 양육 간의 관계가 단일차원에서 검증되어 왔다면, 이 연구는 청소년의 공감 능력에 영향을 줄 수 있는 부모-자녀 관계와 청소년의 내적 요인인 자아존중감을 복합적으로 살펴보고자 한다. 이는 청소년의 공감 능력과 관련이 깊은 청소년 내적 요인과 외적 요인에 대한 이해를 도모함으로써 청소년의 사회적 기술을 향상시키기 위한 방안 모색의 근거 자료로 활용될 수 있을 것이다. 이를 위하여 다음의 연구문제를 설정하였으며, 연구모형은 다음과 같다(Figure 1, 2).

연구문제 1

청소년 자녀가 인식한 부모의 합리적 설명, 부모 애착, 청소년의 자아존중감, 그리고 공감 능력은 서로 관련이 있는가?

연구문제 2

청소년 자녀가 인식한 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계에서 부모 애착과 자아존중감의 이중매개효과가 있는가?
2-1. 청소년 자녀가 인식한 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계에서 청소년 자녀가 인식한 어머니와의 애착과 자아존중감의 이중매개효과가 있는가?
2-2. 청소년 자녀가 인식한 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계에서 청소년 자녀가 인식한 아버지와의 애착과 자아존중감의 이중매개효과가 있는가?

Methods

연구대상

이 연구는 육아정책연구소의 한국아동패널(Panel Study on Korean Children) 14차(2021년) 자료를 사용하였다. 14차 자료는 중학교 1학년에 해당한다. 2008년에 시작된 아동패널의 초기 연구대상자는 2,150명의 신생아와 그들의 가족들이었다. 14차 조사에 참여한 아동은 1,328명, 보호자는 1,348명, 그리고 학교는 627곳이었다. 해당 응답자의 자료들 중 이 연구의 주요 변인에 모두 응답한 자료를 분석하였다. 주요 변인의 응답자는 중학교 1학년 아동과 부모 및 그 아동의 교사(학교)로, 아동-부모-교사 쌍이 모두 응답한 589명의 자료를 분석하였다. 연구 참여자의 일반적인 특성은 다음과 같다. 남학생은 299명(50.8%), 여학생은 290명(49.2%)이었다. 월평균 가구소득은 500만 원 이상∼600만 원 미만(22.6%), 400만 원 미만(19.5%), 400만 원 이상∼500만 원 미만(15.0%) 순으로 많았고, 거주지역은 중소도시(42.4%), 대도시(36.7%), 읍면(20.9%) 지역 순으로 많았다. 부모의 특성을 살펴보면 다음과 같다. 평균연령은 부 46.7세(SD = 3.84), 모 44.2세(SD = 4.10)였으며, 교육수준은 4년제 대학교 졸업(5년제 포함)이 가장 많았고, 취업 및 학업상태는 취업 중(휴직 중 포함)이 대부분을 차지하고 있었다.

연구도구

합리적 설명

부모의 합리적 설명은 Huh (2000, 2004)가 개발하고 타당화한 부모 양육행동 척도 중 합리적 설명 요인을 사용하였다. 합리적 설명은 청소년이 부모가 행동을 지도하는 등의 양육 상황에서 명확한 근거와 기준을 얼마나 합리적으로 설명한다고 지각하는지를 평가한다. 총 5개의 문항으로 전혀 아니다(1점)에서 매우 그렇다(4점)까지 4점 Likert척도로 응답하게 되어있다. 점수가 높을수록 부모가 자녀에게 합리적 설명을 제공하는 정도가 높음을 의미한다. 문항 예시는 “부모님의 결정을 무조건 따르게 하기보다는, 왜 그래야 하는지 설명해 주셨다.”, “부모님이 화내는 이유를 잘 설명해 주셨다.”가 있다. 척도의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .85이었다.

부모애착

청소년의 부모애착을 측정하기 위해서 Armsden과 Greenberg (1987)가 개발한 부모 애착 척도(Inventory of Parent and Peer Attachment [IPPA])를 한국아동패널 연구진(J. Lee et al., 2017)이 한국 초등학생 6학년과 중학교 2학년 대상으로 타당화하여 수정한 것을 사용하였다. 이 연구에서 사용한 척도는 의사소통, 소외감, 신뢰감의 3가지 하위요인으로 구성되어 있고, 총 12개의 문항으로 각각 부와 모에 대해 응답하도록 구성되어있다. 소외감 3개 문항은 모두 역채점 문항으로 이루어져 있으며, 신뢰감의 3개 문항 중 1개 문항이 역채점 문항이었다. 이 연구는 하위요인을 모두 포함하여 평균 낸 값으로 부에 대한 애착과 모에 대한 애착을 살펴보았다. 각 문항은 전혀 아니다(1점)에서 항상 그렇다(5점)까지 5점 Likert척도로 응답하게 되어있다. 문항 예시로는 “아버지 또는 어머니는 나의 감정을 존중한다.”, 역채점 문항으로는 “아버지 또는 어머니는 내가 화나 난 것을 모를 때가 많다.”가 있다. 점수가 높을수록 자녀가 지각하는 부모에 대한 애착이 높음을 의미한다. 전체 문항에 대한 이 척도의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 부 애착 .85, 모 애착 .85이었다. 하위요인에 따라 살펴보면, 하위요인 중 의사소통의 신뢰도 계수는 부와 모에 대해 각각 .90과 .91로, 소외감의 신뢰도 계수는 부와 모에 대해 각각 .45과 .40로, 그리고 신뢰감의 신뢰도 계수는 부와 모에 대해 각각 .66과 .67로 나타났다.

자아존중감

아동의 자아존중감을 측정하기 위해서 Rosenberg (1965)가 개발한 자아존중감 척도(Rosenberg’s Self-Esteem Scale [RSE])를 한국아동패널 연구진(Panel Study on Korean Children, 2024a)이 청소년의 연령에 맞게 문항 수를 축소하고 수정한 것을 사용하였다. 총 5개의 문항으로 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(4점)까지 4점 Likert척도로 응답하게 되어있다. 점수가 높을수록 청소년의 자아존중감이 높음을 의미한다. 문항 예시는 “나는 자신에 대해 만족한다.”이다. 이 척도의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .86이었다.

공감

아동의 공감능력을 측정하기 위해서 Y. Y. Hong과 Kim (2015)이 개발한 청소년 공감 척도를 한국아동패널 연구진(Panel Study on Korean Children, 2024b)이 신뢰도 문제로 두 문항을 제외하고 수정한 것을 사용하였다. 이는 표현적 공감, 인지적 공감, 정서적 공감의 3가지 하위요인으로 구성되어 있고, 총 15문항으로 구성되어있다. 이 연구는 하위요인을 모두 포함하여 평균 낸 값으로 청소년의 공감능력을 살펴보았다. 각 문항은 전혀 그렇지 않다(1점)에서 항상 그렇다(6점)까지 6점 Likert척도로 응답하게 되어있다. 점수가 높을수록 청소년의 공감 능력이 높은 것을 의미한다. 역채점이 필요한 문항은 없었으며, 문항 예시로는 “무리에 끼지 못하고 혼자 있는 친구가 있다면 같이 놀자고 먼저 얘기한다.”, “나는 다른 사람이 하는 말의 의도가 무엇인지 쉽게 알아차린다.”가 있다. 이 척도의 전체문항에 대한 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .92이었다. 하위요인별 신뢰도 계수는 표현적 공감의 경우 .90, 인지적 공감은 .84, 그리고 정서적 공감은 .82이었다.

통제변인

이 연구에서 사용한 변인들은 아동의 성별과 학업 성적 및 가구소득에 의한 차이가 나타날 가능성이 높다. 아동의 성별에 따라 부모애착과 자아존중감과 관련한 연구들에서 차이가 확인되어왔다. 초기 청소년을 대상으로 한 S. M. Kim, Park, Jeong, & Kim (2020)의 연구는 부모애착과 자아존중감에서 성별에 따른 차이를 밝혔다. 특히 자아존중감에서 성별에 따른 유의미한 차이가 꾸준히 보고되고 있어(Jeon & Joo, 2018; B. M. Kim & Park, 2015; J. H. Kim, 2012), 이를 바탕으로 성별을 통제하였다. 가구 소득과 학업 성적 또한 관련 변인들과 유의한 관계가 있음을 확인할 수 있다. 성적은 청소년의 자아존중감(C. J. Lee & Kim, 2019) 및 초기 청소년이 느끼는 부모애착(Yoon & Choi, 2011)과 관계가 있음을 확인되었다. 또한 가구의 월 평균소득 수준도 자아존중감과 관련이 있다는 점(Kwon & Ha, 2018)을 고려하여 통제변인에 포함하였다. 성적은 교사가 응답한 T점수를 활용하였다. 가구의 소득은 부모응답 자료를 확인하였으며, 자료의 분산성을 고려해 자연로그(ln)를 취하였다.

자료분석

연구대상의 일반적 특성을 알아보기 위해 SPSS 28.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용하여 기술통계분석과 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 연구문제인 부모의 합리적 설명과 공감 능력의 관계에서 부모애착과 청소년의 자아존중감의 역할을 검증하기 위해 Hayes (2017)가 제안한 PROCESS Macro 프로그램의 Model 6을 통해 이중매개 모형을 분석하였다. 그리고 부트스트래핑(bootstrapping) 방식을 사용하여 매개효과의 유의성을 검증하였다. 표본은 5,000번 추출하여 분석하도록 지정하였으며, 95%의 신뢰구간을 적용하였다. 신뢰구간의 하한값과 상한값 사이에 0이 포함되지 않아야 한다는 기준에 따라 해석하였다(Shrout & Bolger, 2002).

Results

합리적 설명, 부모애착, 자아존중감, 공감의 기술적 통계

Table 1은 연구변인에 대한 기술통계 및 상관분석 결과를 보여준다. 변수들의 평균을 살펴보면, 청소년 자녀가 지각한 부모의 합리적 설명은 1-4점 범위 중 평균 3.05점으로, 비교적 높은 수준으로 나타났고, 자녀의 아버지에 대한 애착은 1-4점 범위 중 평균 3.49점, 어머니에 대한 애착은 평균 3.71점으로 어머니에 대한 애착이 조금 더 높게 나타났다. 청소년의 자아존중감은 1-5점 범위 중 평균 3.19점으로 중간보다 살짝 높은 정도로 나타났으며, 청소년의 공감능력은 1-6점 범위 중 평균 4.30점으로 이 또한 중간보다 살짝 높은 수준이었다.
주요 변인들 간의 상관관계 결과는 다음과 같다. 첫째, 공감과 합리적 설명의 상관계수는 .31 (p < .01)로 정적 상관을 보였다. 이는 부모가 자녀에 대해 합리적으로 설명하는 태도가 더욱 분명할수록 공감 능력도 높아짐을 의미한다. 둘째, 자아존중감과 공감의 상관계수는 .33 (p < .01)으로 정적으로 유의하였고, 부모 애착과 공감의 상관관계에서 부 애착과 공감은 .29 (p < .01), 모 애착과 공감은 .37 (p < .01)로 모두 정적으로 유의하였다. 이러한 결과는 자아존중감이 높을수록 공감 능력이 높아지며, 부와 모에 대한 애착이 높을수록 공감 능력이 높아진다고 볼 수 있다. 셋째, 합리적 설명과 자아존중감의 상관계수는 .27 (p < .01)로 정적인 상관관계가 나타났고, 합리적 설명과 부모 애착의 상관관계에서 합리적 설명과 부 애착은 .48 (p < .01), 합리적 설명과 모 애착은 .58 (p < .01)로 역시 정적 상관을 보였다. 즉, 자녀에 대한 부모들의 합리적 설명의 태도가 분명할수록 자아존중감이 높아지고, 부와 모에 대한 애착이 높아지는 것으로 나타났다. 마지막으로 매개변인 간의 상관관계를 살펴보면, 부 애착과 자아존중감의 상관계수는 .35 (p < .01)이며 모 애착과 자아존중감의 상관계수는 .42 (p < .01)로 서로 정적 상관관계로 타나났다. 즉, 부모에 대한 애착이 높아질수록 자아존중감도 높아지는 것으로 나타났다.
간명성을 위해 Table 1에서는 생략한 통제변수와 주요변인의 상관관계 결과는 다음과 같다. 먼저, 청소년의 학교 성적은 모든 변인과의 상관관계가 유의하게 나타났다. 부모의 합리적 설명과의 상관계수는 .11 (p < .01), 부 애착과의 상관계수는 .13 (p < .01), 모 애착과의 상관계수는 .15 (p < .001), 자아존중감과의 상관계수는 .09 (p < .05), 공감과의 상관계수는 .13 (p < .01), 성별과의 상관계수는 .13 (p < .01), 그리고 가구소득과의 상관계수는 .13 (p < .01)으로 서로 정적 상관관계로 나타났다. 즉, 청소년의 성적이 높을수록 다른 변수들의 점수도 높은 경향성이 나타났다. 가구소득은 청소년의 성적과만 유의한 상관이 나타났으며, 청소년의 성별은 성적 외 자아존중감 및 공감과의 상관관계가 유의하게 나타났다. 자아존중감과의 상관계수는 -.17 (p < .001)로 부적인 상관관계가 나타났다. 즉, 남학생이 여학생보다 자아존중감이 높은 경향이 나타났다. 공감과의 상관계수는 .17 (p < .001)로, 정적인 상관관계가 나타났다. 이는 여학생이 남학생보다 공감이 높은 경향을 보여준다.

측정변인의 이중매개효과 검증

부모의 합리적 설명과 청소년의 공감능력의 관계에서 아버지에 대한 애착 및 자아존중감의 이중매개효과

이중매개 모형을 분석한 결과는 Table 2와 같다. 해당 모형 분석에 있어서도 통제변수를 포함하였다. Figure 2에 제시한 경로계수를 중심으로 살펴보면, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명은 청소년이 지각한 아버지에 대한 애착에 정적인 관계를 보였다(B = .50, p < .001). 또한 부모의 합리적 설명은 청소년의 자아존중감과도 정적인 관계가 나타났다(B = .12, p < .01). 그리고 부모의 합리적 설명은 청소년의 공감능력에 정적 관계를 보였다(B = .26, p < .001). 다음으로, 아버지에 대한 애착은 청소년의 자아존중감(B = .25, p < .001) 및 공감능력 (B = .12, p < .05)과 각각 정적 관계를 보였다. 끝으로 청소년의 자아존중감과 공감능력의 정적인 관계가 나타났다(B = .41, p < .001). 이 모형의 직접 효과(B = .25, p < .001)와 총 효과(B = .42, p < .001)는 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.
아버지 애착과 청소년의 자아존중감의 매개효과를 검증하기 위해 부트스트래핑 분석을 한 결과는 Table 3과 같다. 간접효과의 95% 신뢰구간을 살펴본 결과, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년이 지각한 아버지와의 애착을 매개로 청소년의 공감능력과 맺는 관계의 신뢰구간은 [-.01, .14]였으며, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년의 자아존중감을 매개로 청소년의 공감능력과 맺는 관계의 신뢰구간은 [.01, .09]로 나타났다. 그리고 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년이 지각한 아버지와의 애착과 청소년의 자아존중감을 매개로 청소년의 공감능력과 맺는 관계의 신뢰구간은 [.03, .08]로 나타났다. 첫 번째 간접효과의 신뢰구간이 0을 포함하여 간접효과가 통계적으로 유의하지 않게 나타났으나, 이중매개효과가 유의하게 나타났음에 주목할 수 있다. 즉, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명과 공감능력의 관계에서 아버지 애착과 자아존중감의 이중매개효과가 유의함을 확인하였다.

부모의 합리적 설명과 청소년의 공감능력의 관계에서 어머니에 대한 애착 및 자아존중감의 이중매개효과

이중매개 모형을 분석한 결과는 Table 4와 같다. Figure 3에 제시한 경로계수를 중심으로 살펴보면, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명은 청소년이 지각한 어머니에 대한 애착과 관계가 나타났다(B = .58, p < .001). 한편, 부모의 합리적 설명과 청소년의 자아존중감의 관계는 유의하지 않았다. 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감능력은 통계적으로 유의한 관계를 보였다(B = .19, p < .01). 다음으로, 어머니에 대한 애착은 청소년의 자아존중감(B = .38, p < .001)과 공감능력(B = .23, p < .01)과의 관계가 나타났다. 끝으로 청소년의 자아존중감이 공감능력에 정적인 관계를 가지는 것으로 나타났다(B = .38, p < .001). 이 모형의 직접 효과(B = .19, p < .01)와 총 효과(B = .42, p < .001)는 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.
어머니 애착과 청소년의 자아존중감의 매개효과를 검증하기 위해 부트스트래핑 분석을 한 결과는 Table 5와 같다. 간접 효과의 95% 신뢰구간을 살펴본 결과, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년이 지각한 어머니와의 애착을 매개로 청소년의 공감능력과 관계를 맺는 신뢰구간은 [.04, .22]이었으며, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년의 자아존중감을 매개로 청소년의 공감능력과 관계를 맺는 신뢰구간은 [-.03, .05]로 나타났다. 그리고 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명이 청소년이 지각한 어머니와의 애착과 청소년의 자아존중감을 매개로 청소년의 공감능력과 관계를 맺는 신뢰구간은 [.05, .13]으로 나타났다. 두 번째 간접효과의 신뢰구간이 0을 포함하여 간접효과가 통계적으로 유의하지 않게 나타났으나, 이중매개효과가 유의하게 나타났음에 주목할 수 있다. 즉, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명과 공감능력의 관계에서 어머니 애착과 자아존중감의 이중매개효과가 유의함을 확인하였다.

Discussion

또래와의 상호작용이 많아지는 청소년기에 함양해야 할 역량으로 공감에 주목할 필요가 있다. 공감은 자기감정에 대한 이해를 바탕으로 타인의 정서를 이해하고, 타인의 정서에 부합하는 자신의 감정을 느끼고 또 표현하는 일련의 능력이다. 이 연구는 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계를 부 애착 및 모 애착과 청소년의 자아존중감을 통해 밝힘으로써 그에 따른 함의를 제공하고자 하였다. 초기 청소년기에 부모의 합리적 설명이라는 구체적 양육행동의 중요성이 그 자체로 자녀의 공감능력을 지원할 뿐만 아니라 자녀가 지각하는 부모 애착과 자아존중감을 높임으로써 높은 공감능력을 이끌 수 있음을 강조하였다. 특히 청소년 자녀가 느끼는 부모애착을 부에 대한 애착과 모에 대한 애착으로 구분하여 살펴보았다.
이 연구의 주요 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다. 첫째, 상관관계 분석 결과, 부모의 합리적 설명, 부모애착, 청소년의 자아존중감, 공감 능력의 모든 변인이 유의미한 관계가 있는 것으로 나타났다. 청소년의 공감 능력은 청소년의 자아존중감뿐만 아니라 청소년이 지각하는 부모의 합리적 설명과 부모 애착과 모두 정적으로 유의했다. 즉, 이 연구는 청소년이 지각하는 부모의 합리적 설명 수준이 높을수록 청소년의 공감 능력이 높게 나타나는 것을 밝혔다. 이는 청소년이 지각한 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 세 가지 측정변수(상상하기, 관점취하기, 공감적 관심)의 정적 상관을 밝힌 연구(Han & Kang, 2015) 및 부모의 합리적 설명과 중학생의 공감 능력의 정적 관계를 밝힌 연구(H. Y. Park, 2024)를 지지하는 결과이다.
청소년이 느끼는 부와 모에 대한 애착이 높을수록 청소년의 공감능력 또한 높게 나타났다. 이는 여러 선행연구 결과와 일치하며, 부모애착과 청소년의 사회적 능력 간의 긍정적인 관계를 뒷받침한다. 먼저, 공감이 넓은 범위에서 친사회적 행동으로 여겨진다는 점을 고려할 때(Nook, Ong, Morelli, Mitchell, & Zaki, 2016), 이 연구의 결과는 청소년 자녀가 느끼는 부모애착이 높을수록 대인관계지향성이 높은 경향을 보이는 것을 밝힌 연구(A. K. Kim, 2018)와 맥을 같이한다. 또한 학교 적응은 교사 및 친구와의 관계를 포함한다는 점에서, 이 연구는 청소년 자녀가 지각한 부모 애착이 높을수록 높은 학교 적응을 보인 선행연구의 결과(J. S. Lee & Chung, 2004)와도 일치한다. 더불어, 중학생이 느끼는 부와 모에 대한 애착이 높을수록 교우관계도 긍정적으로 나타난다는 연구결과(J. H. Kim, 2015)를 지지함을 알 수 있다. 이러한 결과는 청소년의 공감 능력을 탐구하는 후속 연구에서 청소년이 느끼는 부모와의 애착 관계에 주목할 필요성을 보여준다.
특히 이 연구에서 밝힌 부모의 합리적 설명이 청소년 자녀가 느끼는 부모에 대한 애착과 관련이 있음은 합리적 설명의 중요성을 더욱 강조하는 점이다. 청소년기 자녀를 둔 부모의 양육방식을 논할 때, 부모가 일방적으로 명령하거나 강요하는 대신, 자녀의 행동에 대해 명확하고 타당한 피드백을 제공하며 소통하는 방식을 중요한 요소로 고려할 필요가 있다. 이를 위해 부모를 대상으로 한 교육 프로그램의 개발과 실행이 필요하다. 이러한 프로그램은 합리적 설명의 의미와 실제 적용 방법을 다루어야 한다. 더불어 부모의 성별에 따라 프로그램의 내용을 차별화할 수 있다. 이 연구결과를 바탕으로, 아버지를 위한 프로그램에서는 합리적 설명이 자녀의 자아존중감과 공감 능력 향상에 미치는 영향을 강조할 수 있다. 반면 어머니를 위한 프로그램에서는 합리적 설명이 자녀가 느끼는 애착에 중요한 역할을 한다는 점을 부각시킬 수 있다.
둘째, 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명은 부에 대한 애착 및 모에 대한 애착과 자아존중감을 매개로 청소년의 공감 능력에 영향을 미친다. 부 애착과 모 애착 모형 모두 이중매개효과가 유의하였으며, 해당 연구모형들에서 부모의 합리적 설명의 직접적인 영향력 또한 유의하였다. 즉, 청소년이 지각하는 부모의 합리적인 설명은 부모에 대한 애착을 높게 인식하게 하고, 이는 청소년의 자아존중감에 긍정적인 영향을 미쳐, 청소년의 공감능력을 향상시킴을 확인하였다. 이로써 이 연구는 청소년의 공감능력이 부모의 합리적 설명을 통해 발달하는 기제를 밝혔다. 이 연구의 결과에서 중학생들의 공감 능력, 자아존중감 및 중학생 자녀가 지각하는 부모의 합리적 설명과 부와 모에 대한 애착의 평균값이 상대적으로 높은 수준으로 나타났지만, 청소년의 공감 능력을 지지 및 지원하기 위해서는 부모의 양육 행동 및 자녀가 부모에게 느끼는 감정에 주목한 지속적인 노력과 연구가 필요할 것이다.
부모가 자녀에게 자신의 양육 행동에 대한 합리적 설명을 제공하는 것은 격려와 지지적 환경을 형성하여 긍정적인 부모-자녀 관계를 구축하는 데 기여함을 알 수 있다. 이는 중·고등학생을 대상으로 부모애착과 공감의 관계를 밝힌 연구(Choi et al., 2019)를 지지하는 결과이며, 부모-자녀 간의 의사소통과 자아존중감이 청소년의 사회정서발달에 영향을 미친다는 것을 밝힌 연구(G. Y. Lee & Hong, 2014)와 맥을 같이 한다. 우리나라의 부모들이 다른 나라의 부모와 비교하였을 때 청소년 자녀에 대해 덜 지지적이며 처벌적 통제를 많이 사용한다는 점(S. I. Lee, Lee & Kim, 2008)을 함께 고려하여, 청소년 자녀가 부모로부터 지도 받을 때 명확한 근거와 기준을 바탕으로 설명을 받는다는 느낌을 받을 수 있는 양육행동이 중요함을 시사한다. 특히 우리나라 부모들이 자녀와의 관계에 있어 기본적인 지원 역할은 잘 수행하고 있으나, 자녀를 이해하고 친밀한 관계를 형성하는데 있어서는 상대적으로 부족하다는 점에서(J. Y. Kim, Nam & Choi, 2010) 지역과 국가적 차원에서 구체적인 양육 행동에 대한 정보를 제공하는 등의 부모 교육 및 지원이 필요함을 알 수 있다.
부모애착을 부 애착과 모 애착으로 구분하여 살펴보았을 때, 이중매개 효과의 경로에 있어 차이가 나타났다. 아버지와의 관계의 경우, 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계에서 아버지 애착의 매개효과 경로가 유의하게 나타나지 않았으며, 어머니와의 관계의 경우, 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계에서 자아존중감의 매개효과 경로가 유의하게 나타나지 않았다. 이러한 결과는 청소년 자녀가 인식하는 부모의 합리적 설명과 부모애착의 관계에 있어, 모에 대한 애착과 부모의 합리적 설명의 관계가 부에 대한 애착과 부모의 합리적 설명의 관계보다 강할 수 있음을 보여준다. 또한 부모의 합리적 설명과 어머니에 대한 애착 및 청소년의 공감 능력의 관계들이 부모의 합리적 설명과 청소년의 자아존중감의 관계 보다 크기 때문으로 이해해 볼 수 있다.
이는 청소년이 인식한 부 애착과 달리 모 애착에 있어 어머니의 통제적 태도와 수용적 태도가 영향을 미쳤다는 연구결과(Y. A. Jang & Eom, 2009)와 맥을 같이 한다. 구체적으로 어머니가 부모의 의견대로 결정을 내리는 통제적인 태도를 덜 보이고, 자녀의 의견을 받아들이는 수용적인 태도를 더 많이 보일수록 청소년들의 모 애착 수준이 높았다(Y. A. Jang & Eom, 2009). 청소년 자녀를 훈육하는 역할을 어머니가 더 많이 할 것이라고 예상하였을 때(Y. J. Hong & An, 2023), 훈육 시, 어머니의 양육행동의 중요성을 다시 한 번 강조하게 된다.
이 연구는 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명과 청소년의 공감 능력의 관계를 살펴보고, 청소년이 인식한 부모와의 애착과 자아존중감의 이중매개효과를 확인하였다는 점에서 그 의의가 있다. 특히 청소년의 사회정서발달에 영향을 미친다는 점이 논의되어 온 청소년의 성별, 학교성적, 그리고 월평균 가구소득을 통제한 후에도 부모의 합리적 설명과 공감 능력의 관계 속에서 부모애착과 자아존중감의 이중매개효과를 확인하였다. 이 연구의 제한점을 밝히고 추후 연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 이 연구는 패널데이터를 활용하여 분석하였기에 존재하는 연구도구를 활용하여서만 분석하였다는 한계가 있다. 가령, 청소년 자녀가 인식한 부모에 대한 애착의 유형을 살펴보지는 못하였다. 부모 애착의 높고 낮음과 안정성 및 불안정성은 시사하는 바 및 접근해야 하는 방법이 다를 수 있으므로, 이후 연구에서는 애착의 유형까지 살펴볼 수 있다면 더욱 풍부한 논의가 가능할 것이다. 또한 부모의 양육행동은 어머니와 아버지 개별 행동도 중요하지만, 두 주체 행동의 일치 및 일관성이 중요함이 밝혀져 왔다는 점에서(Simons & Conger, 2007) 청소년이 지각한 부모의 합리적 설명을 아버지의 경우와 어머니의 경우로 나누어 살펴보고 그 두 가지가 일치하는지 여부가 청소년의 공감 능력에 미치는 영향이 상이한지, 합리적 설명과 공감 능력의 관계에서 애착과 자아존중감이라는 기제는 유의미한지에 대해 살펴보는 것 또한 의미가 있을 것이다. 이 연구가 부모애착을 부와 모로 구분하여 분석한 만큼, 부모의 합리적 설명 또한 부와 모로 구분하여 청소년의 공감 능력과의 관계를 살펴볼 수 있다.
둘째, 이 연구에서 활용된 통제변인들을 살펴볼 필요도 있다. 이 연구는 청소년 자녀가 느끼는 부모의 합리적 설명과 부모 애착에 주목하고자, 청소년의 공감 능력과 관계가 있음이 밝혀진 변수들을 통제하였다. 후속연구에서는 청소년의 성별, 학교 성적, 그리고 월평균 가구소득에 따른 차이가 어떻게 나타나는지, 나아가서 부모의 취업유무, 근무시간, 근무유형, 직장특성, 자녀 수 등을 고려하였을 때는 청소년이 인식한 부모의 합리적 설명과 공감능력의 관계가 어떻게 나타나는지 살펴 보는 것 또한 청소년의 공감 능력 발달을 이해하고 지원하는 데 도움이 될 것이다. 예를 들어, 청소년 자녀의 자아존중감과 공감능력 또한 성별을 나누어 살펴볼 수 있겠다. 무엇보다 성별에 따른 집단과 부모 변수를 활용하여 집단 간 차이를 더 심도 있게 탐색하기 위해 두 개의 별도 연구 모형 대신, 하나의 통합된 연구 모형을 구성하여 구조방정식 모델링(SEM)을 실시하는 것이 더 바람직할 것이다.
끝으로 이 연구는 청소년의 공감능력에 영향을 미칠 수 있는 부모변인을 살펴보는 과정에서 합리적 설명과 함께 다른 부모 요인에 관한 선행연구도 참고하였으며, 부모의 합리적 설명에 관한 연구에서는 민주적 양육행동과 부모-자녀 의사소통도 포함하였다는 제한점이 있다.
이 연구는 초기 청소년기에 해당하는 중학교 1학년 청소년의 공감 능력에 주목하여, 청소년이 인식한 부모-자녀 요인과 개인 내적 요인이 공감 능력에 영향을 미치는 기제를 밝혔다. 청소년의 공감 능력의 향상을 위해서는 부모의 역할에 대한 중요성이 강조될 필요가 있다. 청소년의 일차적 보호와 교육 체계로서의 부모의 역할이 청소년의 사회인지 능력에 영향을 미칠 수 있다는 점을 보았을 때, 부모의 기능을 강화하는 정책 및 이를 증진하기 위한 프로그램 도입을 고려해 볼 수 있다. Y. S. Park과 Kim (2000)의 연구에 따르면, 한국 청소년이 초등학생에서 대학생으로 성장하는 과정에서 부모-자녀 관계는 뚜렷한 변화를 보였다. 초등학생 시기에는 부모로부터 가장 많은 애정과 통제를 받았고, 정서적·정보적 지원도 풍부했으며, 부모의 이해도 또한 높게 인식되었다. 부모와 함께 보내는 시간도 이 시기에 가장 많았는데, 중학교와 고등학교로 진학하면서 이러한 양상이 점차 감소하는 경향을 보였다. 특히 이러한 변화 양상은 학교급별로 성별에 따라 서로 다른 특징을 나타냈다. 부모가 가진 자녀에 대한 애정과 관심은 자녀가 성장한다고 해도 변치 않을 것이다. 다만, 부모가 자녀에게 기대하는 바 및 표현하는 정도에서 차이가 나타날 수 있으며, 부모의 입장에서 관심과 애정이 기반이 된 행동이라고 해도 자녀에게는 비민주적 및 비수용적이라고 느껴질 수 있다. 따라서 청소년 상담 및 청소년 자녀를 둔 부모를 위한 교육과 상담에서 개별 주체만 참여하는 것이 아니라 부모와 자녀가 함께 자리하여 대화하며 이해할 수 있는 시간과 공간을 마련하는 지원책이 필요하다. 청소년기 자녀를 둔 부모의 양육방식을 지원하고, 이를 통해 청소년 자녀가 느끼는 부모에 대한 애착을 증진시키기 위한 전략을 학교 내외에서 마련하고, 부모와 청소년의 적극적인 협력을 이끌어 낸다면 청소년의 자아존중감 및 공감 능력 발달에 도움이 될 것이다.

Notes

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Hypothetical model (maternal attachment).
kjcs-45-4-333f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Sequential mediating effects of paternal attachment and self-esteem on the relationship between reasonable parental explanation and empathy.
kjcs-45-4-333f2.jpg
Figure 3
Figure 3
Results of the sequential mediating eff ects of maternal attachment and self-esteem on the relationship between reasonable parental explanations and empathy.
kjcs-45-4-333f3.jpg
Table 1
Correlations and Descriptive Statistics of Variables
Variables Score range 1. 2. 3. 4. 5.
1. 1-4
2. 1-5 .48**
3. 1-5 .58** .60**
4. 1-4 .27** .35** .42**
5. 1-6 .31** .29** .37** .33**
M 3.05 3.49 3.71 3.19 4.30
SD .55 .58 .55 .53 .76
Skewness -.47 -.28 -.15 -.37 -.30
Kurtosis .74 .17 .04 .35 .61

Note. N = 589. 1 = reasonable parental explanation, 2 = paternal attachment, 3 = maternal attachment, 4 = adolescents’ self-esteem, 5 = adolescents’ Empathy.

** p < .01.

Table 2
Sequential Mediating Effects of Paternal Attachment and Adolescent’s Self-Esteem on the Relationship Between Reasonable Parental Explanation and Adolescent’s Empathy
Dependent variable Independent variable B S.E. β R2 F
Paternal attachment (constant) 1.48*** .30 .24 46.38***
Adolescent’s gender -.02 .04 -.02
Monthly household income .03 .04 .02
Adolescent’s grade .01* .00 .08
Reasonable parental explanation .50*** .04 .47
Adolescent’s self-esteem (constant) 1.84*** .29 .17 23.44***
Adolescent’s gender -.18*** .04 -.17
Monthly household income -.01 .04 -.01
Adolescent’s grade .00 .00 .06
Reasonable parental explanation .12** .04 .13
Paternal attachment .25*** .04 .28
Adolescent’s empathy (constant) 1.69*** .42 .22 26.65***
Adolescent’s gender .30*** .06 .20
Monthly household income -.05 .05 -.03
Adolescent’s grade .00 .00 .04
Reasonable parental explanation .25*** .06 .18
Paternal attachment .13* .06 .10
Adolescent’s self-esteem .41*** .06 .29

Note. N = 589. All the variables were perceived by the adolescents.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 3
Bootstrapping Estimates and Confidence Intervals for Indirect Effects (paternal attachment)
Pathway B S.E. 95% CI
Lower Upper
Reasonable parental explanation → Paternal attachment → Empathy .07 .04 -.01 .14
Reasonable parental explanation → Self-esteem → Empathy .05 .02 .01 .09
Reasonable parental explanation → Paternal attachment → Self-esteem → Empathy .05 .01 .03 .08
Total Indirect Effect .17 .04 .09 .25

Note. N = 589. All the variables were perceived by the adolescents.

Table 4
Sequential Mediating Effects of Maternal Attachment and Adolescent’s Self-Esteem on the Relationship Between Reasonable Parental Explanation and Adolescent’s Empathy
Dependent variable Independent variable B S.E. β R2 F
Maternal attachment (constant) 1.63*** .26 .35 78.11***
Adolescent’s gender .04 .04 .04
Monthly household income -.00 .04 -.00
Adolescent’s grade .01* .00 .08
Reasonable parental explanation .58*** .03 .57
Adolescent’s self-esteem (constant) 1.59*** .28 .21 31.48***
Adolescent’s gender -.20*** .04 -.19
Monthly household income -.00 .04 -.00
Adolescent’s grade .00 .00 .05
Reasonable parental explanation .03 .04 .03
Maternal attachment .38*** .04 .40
Adolescent’s empathy (constant) 1.59*** .42 .22 28.01***
Adolescent’s gender .29*** .06 .19
Monthly household income -.04 .05 -.03
Adolescent’s grade .00 .00 .03
Reasonable parental explanation .19** .06 .14
Maternal attachment .23** .07 .16
Adolescent’s self-esteem .38*** .06 .26

Note. N = 589. All the variables were perceived by the adolescents.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 5
Bootstrapping Estimates and Confidence Intervals for Indirect Effects (maternal attachment)
Pathway B S.E. 95% CI
Lower Upper
Reasonable parental explanation → Maternal attachment → Empathy .13 .05 .04 .22
Reasonable parental explanation → Self-esteem → Empathy .01 .02 -.03 .05
Reasonable parental explanation → Maternal attachment → Self-esteem → Empathy .08 .02 .05 .13
Total Indirect Effect .23 .05 .13 .32

Note. N = 589. All the variables were perceived by the adolescents.

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