Ⅰ. 서론
청소년기는 인지적, 정서적, 사회적으로 급격한 변화가 일어나는 시기로서 이 시기의 청소년의 삶 의 만족도는 정신건강과 사회적 적응에 중대한 영 향을 미친다. 최근 청소년의 정신건강 문제가 사회 적으로 큰 관심을 받고 있으며, 청소년의 삶의 만 족도는 단순한 주관적 감정의 수준을 넘어, 정서적 문제와 밀접하게 관련되어 있다. 이는 결국 학업 성취 저하, 또래 관계의 어려움, 사회적 고립 등 다양한 부정적인 결과로 이어질 수 있다. 따라서 청소년의 삶의 만족도를 향상시키기 위한 다차원 적 접근은 이 시기의 건강한 발달을 도모하는 데 핵심적인 역할을 한다.
청소년기의 삶의 만족도는 장기적으로 개인의 정신적 안녕과 사회적 적응에 영향을 미치며, 성인 기의 삶의 질을 예측하는 지표로 기능한다. 이에 따라 삶의 만족도에 영향을 미치는 보호 요인과 위험 요인을 명확히 파악하는 것은 학문적·정책적 으로 매우 중요하다. 삶의 만족도는 개인이 자신의 삶을 전반적으로 긍정적으로 평가하는 정도를 의 미하며, 이는 청소년의 정신적 안정과 발달적 적응 을 예측하는 주요 지표로 작용한다[1]. 특히, 삶의 만족도는 성장기의 청소년뿐만 아니라 이후 전 생 애에 걸쳐 긍정적인 영향을 미치므로[2], 이를 다 차원적인 관점에서 탐색할 필요가 있다.
청소년의 삶의 만족도는 단순히 개인의 심리적 요인요인만으로 설명되기 어렵다. 우울, 자아존중 감과 같은 내적인 심리 요인뿐만 아니라, 학교 환 경과 가정환경과 같은 외적 요인 역시 큰 영향을 미친다. 특히 학교는 청소년이 하루 대부분을 보내 는 공간으로써, 또래와의 관계 형성, 사회 규범 학 습, 자기 효능감의 강화 등 다양한 경험을 통해 자 아개념과 정체성 형성에 결정적인 역할을 한다. 이 과정에서 교사와의 상호작용, 또래 관계, 학교의 전반적인 분위기 등은 청소년의 정서적 안정에 밀 접한 관련이 있다[3]. 가정환경 또한 삶의 만족도 에 큰 영향을 미친다. 부모의 양육태도는 자녀의 자아개념과 정서적 안정에 지속해서 영향을 미치 며, 이는 삶의 만족도와도 밀접하게 연관된다[4]. 이때 자아존중감은 자신에 대한 긍정적 평가를 의 미하며, 일반적으로 우울과는 반비례 관계를 보인 다. 자아존중감이 높을수록 우울 수준은 낮아지고, 이는 삶의 만족도를 높이는 중요한 심리적 보호 요인으로 작용한다. 반면, 우울은 삶의 만족도에 부정적인 영향을 주는 주요 요인으로, 우울 수준이 높을수록 전반적인 삶에 대한 만족도는 낮아지는 경향이 있다[5][6][7]. 이러한 점에서 자아존중감과 우울은 삶의 만족도를 예측하는 중요한 심리적 변 수로, 이들 간의 관계를 통합적으로 이해하는 것이 필요하다.
이처럼 청소년의 삶의 만족도는 심리적 요인과 환경적 요인의 상호작용 속에서 형성되며, 이를 종 합적으로 이해하기 위해서는 체계적인 연구 접근 이 필요하다. 특히, 다양한 맥락 속에서 각 요인이 삶의 만족도에 어떤 방식으로 영향을 미치는지를 밝히는 실증적 연구가 요구된다. 그러나 기존 연구 는 주로 개별 요인의 영향에 초점을 맞추는 경향 이 있으며, 학교 환경, 부모의 양육태도, 우울, 자 아존중감, 삶의 만족도 간의 상호작용을 통합적으 로 분석한 연구는 부족한 실정이다. 실제 임상 및 지역사회 간호 현장에서 활용 가능한 실천적 접근 을 위해서는 이들 요인 간의 구조적 관계를 실증 적으로 검증할 필요가 있다.
따라서 본 연구는 구조방정식 모형을 활용하여 학교 환경과 부모의 양육태도가 청소년의 삶의 만 족도에 미치는 영향과 이 과정에서 우울과 자아존 중감이 매개하는 효과를 통합적으로 분석하고자 한다. 이를 통해 청소년의 삶의 만족도를 향상시키 기 위한 근거 기반의 정신건강 중재 개발에 기초 자료를 제공하고자 한다.
Ⅱ. 연구방법
1. 연구 설계
본 연구는 한국청소년정책연구원에서 실시한 「한국 아동⋅청소년패널조사(KCYPS 2018)」중 학교 1학년 패널의 제6차년도 데이터를 활용한 이 차 자료 분석연구이다. 선행연구에 대한 문헌 고찰 을 바탕으로, 청소년의 우울에 영향을 미치는 관련 변인 간의 인과관계를 설정하고 이를 반영한 가설 적 구조모형을 제시하였다. 제시된 모형은 구조방 정식 모형(Structural Equation Modeling, SEM)을 통해 검증하였으며, 모형의 전반적인 적합도와 경 로의 통계적 유의성을 함께 분석하였다.
본 연구에서 설정한 외생변수는 학교 환경과 부 모의 양육 태도이며, 내생변수는 우울, 자아존중감, 삶의 만족도이다. 이들 변수 간의 관계를 통합적으 로 분석함으로써, 청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치는 심리적 및 환경적 요인을 실증적으로 규명 하고자 하였다<Figure 1>.
<Figure 1>
Conceptual framework
x1: Peer relationship, x2: Teacher relationship, x3: Refusal, x4: Forcing
x5: Inconsistency, y1: Depression 1, y2: Depression 2, y3: Depression 3
y4: Self-esteem 1, y5: Self-esteem 2, y6: Self-esteem 3, y7: Life Satisfaction 1, y8: Life Satisfaction 2
2. 연구 대상
본 연구는 한국청소년정책연구원이 수행한 「한 국 아동⋅청소년패널조사(KCYPS 2018)」중학교 1학년 패널 제6차년도 조사 데이터를 활용하였다. 해당 패널조사는 전국 17개 시도를 대상으로 다단 계 층화 집락추출법을 적용하여 표본을 구성하였 으며, 조사 대상 학교는 확률비례추출법을 통해 선 정되었다. 선정된 각 표본 학교에서는 1개 학급을 무작위로 추출하였고, 해당 학급에 속한 모든 학생 이 조사 표본에 포함되었다[8].
본 연구의 최종 분석 대상은 제6차년도 조사에 서 삶의 만족도 관련 문항에 응답한 청소년으로 남학생 1,187명(53.4%), 여학생 1,037명(46.6%)을 포 함한 총 2,224명이었다.
3. 자료수집
본 연구는 2023년에 실시한 「한국 아동⋅청소 년패널조사(KCYPS 2018)」중학교 1학년 패널의 제6차년도 조사 자료를 활용하였다. 본 조사는 사 전 동의를 받은 조사 대상자가 태블릿 PC를 이용 하여 개별적으로 응답하는 TAPI(Tablet Assisted Personal Interview) 방식으로 실시되었다. TAPI는 기존 종이 설문지 방식에서 발생할 수 있는 입력 오류 및 논리적 오류를 방지함으로써, 자료의 신뢰 성과 정확성을 높이는 데 기여한다. 또한, 데이터 의 신속한 수집과 처리가 가능하여 패널조사의 효 율성을 개선하는 데 유용한 방법이다[8].
4. 측정도구
1) 학교환경
학교환경은 친구관계와 교사관계의 두 하위요인 으로 구성하였다. 학교환경은 청소년이 학교에서 경험하는 사회적 관계와 상호작용을 의미하며, 친 구관계와 교사관계를 중심으로 구성하였다. 친구관 계는 또래로부터 받는 정서적 지지와 사회적 상호 작용 경험을 반영하며, 교사관계는 학생-교사 간 상호작용을 통해 학교생활 적응과 정서적 발달을 지원하는 핵심 요소이다[9][10]. 선행연구에서도 학 교환경의 하위요인으로 친구관계와 교사관계가 주 요하게 활용되었다[14][15]. 친구관계는 배성만 등 [9]이 개발한 또래관계의 질 측정도구의 13개 문항 을 활용하였으며, 4점 Likert 척도로 응답하도록 구성되었다[8]. 측정도구 중 5개 문항은 부정문항 으로 역코딩 처리하였다. 점수가 높을수록 친구 관 계가 긍정적임을 의미하며, 본 연구에서의 신뢰도 인 Cronbach’s α는 0.827이었다. 교사 관계는 김종 백 등[10]이 개발한 학생-교사 애착 척도 14문항을 사용하였고, 4점 Likert 척도로 측정하였다. 점수가 높을수록 교사와의 관계가 긍정적임을 의미하며, 신뢰도 Cronbach’s α는 0.917이었다.
2) 부모 양육태도
부모 양육태도는 청소년 발달과 삶의 만족도에 영향을 미치는 중요한 가정 내 환경 요인으로, 본 연구에서는 부정적 양육 유형인 거부, 강요, 비일 관성을 하위요인으로 구성하였다[11]. 거부, 강요, 비일관성은 부모-자녀 상호작용에서 청소년이 경험 하는 부정적 심리적 자극과 통제 정도를 반영하고 있으며, Kim & Lee[11]이 개발한 부모 양육 태도 척도 중 부정적 양육 영역을 사용하였다[8]. 거부 는 4문항으로 구성되었으며, 점수가 높을수록 거부 의 정도가 높음을 나타낸다. 본 연구에서의 신뢰도 인 Cronbach’s α는 0.796이었다. 강요는 4문항으 로 측정되었으며, 점수가 높을수록 부모의 강압적 양육이 강함을 의미한다. 본 연구에서의 신뢰도인 Cronbach’s α는 0.715이었다. 비일관성은 4문항으 로 구성되었고, 점수가 높을수록 부모의 양육이 비 일관적임을 나타낸다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s α는 0.752이었다.
3) 우울
우울은 김광일 et al.[12]이 개발한 간이정신진단 검사 중 우울 척도를 기반으로 10문항으로 활용하 여 측정하였다[8]. 각 문항은 4점 Likert 척도로 구 성되었으며 점수가 높을수록 우울 수준이 높은 것 을 의미한다. 본 연구에서는 요인 간 구성 개념의 균형을 고려하여 item parceling 기법을 적용하였 고, 분석 결과 모델의 적합도가 향상되었다. 도구 의 신뢰도 Cronbach’s α는 0.896이었다.
4) 자아존중감
자아존중감은 Rosenberg의 자아존중감 척도를 번안한 자기보고식 도구로 총 10문항으로 구성되 어 있으며, 이 중 5문항은 부정문항으로 역코딩 처 리하였다[8]. 각 문항은 4점 Likert 척도로 측정되 며, 점수가 높을수록 자아존중감 수준이 높음을 나 타낸다. 본 연구에서는 구성 개념의 균형성을 고려 하여 item parceling 기법을 적용하였으며, 신뢰도 Cronbach’s α는 0.774였다.
5) 삶의 만족도
삶의 만족도는 Diener et al.[13]의 삶의 만족도 척도(SWLS)를 번안한 도구를 활용하였다[8]. 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다. 요인별 개념과 문 항 간 균형성을 고려해 item parceling을 적용하였 으며, 신뢰도 Cronbach’s α는 0.753이었다.
5. 자료 분석 방법
본 연구의 자료 분석은 SPSS 30.0과 AMOS 30.0 프로그램을 활용하여 수행하였다. 대상자의 일반적 특성과 주요 측정변수의 기술통계를 통해 기본적인 분포와 경향을 파악하였다. 또한, 변수 간 다중공선성 문제를 확인하기 위해 공차한계 (Tolerance)와 분산팽창지수(Variance Inflation Factor, VIF)를 검토하였다.
연구모형의 적합도 검정과 가설 검증은 최대우 도법(Maximum Likelihood Estimation)을 사용하 여 구조방정식 모형 분석을 시행하였다. 모형의 적 합도 평가는 GFI(Goodness of Fit Index), AGFI(Adjusted GFI), NFI(Normed Fit Index), CFI(Comparative Fit Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 기준으로 하였 다. 일반적으로 GFI, AGFI, NFI, CFI가 0.90 이상 이면 양호한 적합도로 평가되며, RMSEA는 0.10 이하일 경우 수용 가능, 0.08 이하일 경우 양호, 0.05 이하일 경우 우수한 적합도로 간주한다.
모형 내 경로의 통계적 유의성은 유의수준 0.05 에서 검정하였고, 간접효과 및 총효과의 유의성은 부트스트래핑(Bootstrapping) 기법을 활용하여 검 증하였다.
Ⅲ. 연구결과
1. 측정 변수의 기술적 통계
측정변수들의 평균과 표준편차는 <Table 1>에 제시하였다. 학교환경 요인 중 친구관계의 평균은 37.56, 표준편차는 6.92였으며, 교사관계는 평균 39.24, 표준편차 5.16으로 나타났다. 부모 양육태도 요인 중 거부는 평균 7.43, 표준편차 2.32, 강요는 평균 8.20, 표준편차 2.10, 비일관성은 평균 7.93, 표준편차 2.12로 나타났다. 우울은 평균 17.74, 표 준편차 5.20, 자아존중감은 평균 28.76, 표준편차 3.97이었으며, 삶의 만족도는 평균 12.81, 표준편차 2.49로 나타났다.
<Table 1>
Descriptive statistics, tolerance, and VIF of the measurement variables
| Variables | M ± SD | Range | Tolerance | VIF |
|---|---|---|---|---|
|
|
||||
| Peer relationship | 37.56 ± 6.92 | 14-56 | 0.638 | 1.568 |
| Teacher relationship | 39.24 ± 5.16 | 23-52 | 0.748 | 1.337 |
| Refusal | 7.43 ± 2.32 | 4-16 | 0.567 | 1.763 |
| Forcing | 8.20 ± 2.10 | 4-16 | 0.595 | 1.681 |
| Inconsistency | 7.93 ± 2.12 | 4-16 | 0.564 | 1.774 |
| Depression | 17.74 ± 5.20 | 10-40 | 0.601 | 1.665 |
| Self-esteem | 28.76 ± 3.97 | 13-40 | 0.529 | 1.889 |
| Life Satisfaction | 12.81 ± 2.49 | 5-20 | ||
또한, 측정변수 간 다중공선성 여부를 확인하기 위해 공차한계(Tolerance)와 분산팽창지수(Variance Inflation Factor, VIF)를 분석한 결과, 공차한계가 0.1 이하인 변수는 없었고, 모든 변수의 VIF 값도 10 이하로 나타나 다중공선성의 문제는 없는 것으 로 확인되었다<Table 1>.
2. 연구 모형의 분석
본 연구는 청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치 는 요인을 규명하고, 이들 요인의 직접효과와 간접 효과를 구조방정식 모형(SEM)을 통해 분석하였다. 설정된 가설모형은 측정변수들 간의 상관관계를 바탕으로 분석되었으며, 모형의 적합도를 함께 검 토하였다.
<Table 2>에 제시된 바와 같이, 초기 가설모형 의 적합도 지수는 GFI = 0.936, AGFI = 0.896, NFI = 0.924, CFI = 0.929, RMSEA = 0.086으로 나타났 다. 이후 모형의 적합도를 개선하기 위해 수정지수 (modification indices)와 변수 간 상관관계를 고려 하여 일부 경로를 수정하였다. 수정된 구조모형 은 최대우도법을 통해 적합도를 검증하였으며, 그 결과 GFI = 0.947, AGFI = 0.914, NFI = 0.940, CFI = 0.944, RMSEA = 0.076으로, 적합도 지수가 전반적으로 향상되었다. 이에 따라 수정모형이 초 기모형보다 더 적합한 것으로 판단되어 최종 모형 으로 채택하였다.
<Table 2>
Goodness of fit
| Categories | GFI | AGFI | NFI | CFI | RMSEA |
|---|---|---|---|---|---|
|
|
|||||
| criteria | ≥0.9 | ≥0.9 | ≥0.9 | ≥0.9 | 0.08-0.10(Mediocre fit) |
| ≤0.08(Good fit) | |||||
| ≤0.05(Excellent fit) | |||||
|
|
|||||
| hypothetical | 0.936 | 0.896 | 0.924 | 0.928 | 0.086 |
|
|
|||||
| modified | 0.947 | 0.914 | 0.940 | 0.944 | 0.076 |
연구모형 분석을 통해 설정한 가설의 경로계수 를 확인한 결과는 <Table 3>에 제시하였다. 초기 가설모형에서는 총 9개의 경로를 설정하였으나, 수 정지수와 변수 간 상관관계를 고려하여 수정모형 에서는 8개 경로를 중심으로 분석을 수행하였다. 수정모형의 8개 경로는 모두 통계적으로 유의하였 으며, 주요 경로는 <Figure 2>에 도식화하였다.
<Table 3>
Estimate of the modified model
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
| Endogenous variables | Exogenous variables | Estimate | S. E. | C. R. |
|---|---|---|---|---|
| Depression | School environment | -0.097*** | 0.011 | -8.763 |
| Parenting attitudes | 0.398*** | 0.025 | 15.873 | |
| Self-esteem | School environment | 0.136*** | 0.010 | 13.858 |
| Parenting attitudes | -0.082*** | 0.019 | -4.287 | |
| Depression | -0.301*** | 0.023 | -13.355 | |
| Life Satisfaction | School environment | 0.137*** | 0.017 | 8.244 |
| Parenting attitudes | 0.162*** | 0.025 | 6.397 | |
| Self-esteem | 0.501*** | 0.053 | 9.528 |
<Figure 2>
Path diagram of the modified model
x1: Peer relationship, x2: Teacher relationship, x3: Refusal, x4: Forcing
x5: Inconsistency, y1: Depression 1, y2: Depression 2, y3: Depression 3
y4: Self-esteem 1, y5: Self-esteem 2, y6: Self-esteem 3, y7: Life Satisfaction 1
y8: Life Satisfaction 2
청소년의 우울에 영향을 미치는 변수는 학교환 경과 부모 양육태도로 나타났다. 학교환경은 우울 에 부적인 경로(β=–0.097)를 나타냈으며, 긍정적 인 학교 경험이 청소년의 우울 감소에 영향을 주 었다. 부모 양육태도는 정적인 직접효과(β= 0.398) 로 청소년의 우울을 증가시키는 주요 요인으로 나 타났으며, 상대적으로 학교환경보다 영향력이 큰 것으로 확인되었다. 자아존중감은 학교환경(β =0.136)에서 정적 영향을 받는 반면, 부모 양육태 도(β=–0.082)와 우울(β=–0.301)에서는 부적 영향 을 받아, 긍정적 학교 경험은 자아존중감을 향상시 키지만, 부모의 부정적 양육과 높은 우울 수준은 자아존중감을 저해하는 것으로 나타났다. 특히, 우 울의 자아존중감에 대한 부적 영향이 가장 크다는 점은 청소년 정서 상태가 자기개념 형성에 중요한 역할을 함을 보여준다. 삶의 만족도는 자아존중감 (β=0.501)이 가장 큰 영향을 미쳐, 청소년이 자신 을 긍정적으로 평가할수록 삶의 만족도가 크게 향 상됨을 확인하였다. 학교환경(β=0.137)과 부모 양 육태도(β=0.162) 또한 삶의 만족도에 정적인 영향 을 주었으나, 자아존중감에 비해 상대적으로 작은 효과를 보여, 개인의 심리적 요인이 청소년의 전반 적 삶의 질에 가장 큰 영향을 주는 것으로 확인되 었다.
수정된 구조모형을 바탕으로 주요 변인 간의 직 접효과, 간접효과 및 총효과를 분석한 결과는 <Table 4>에 제시하였다.
<Table 4>
Direct effects, indirect effects and total effects in the modified model
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
| Endogenous variables | Predictor variables | Direct effects | Indirect effects | Total effects |
|---|---|---|---|---|
| Depression | School environment | -0.097*** | - | -0.097*** |
| Parenting attitudes | 0.398*** | - | 0.398*** | |
| Self-esteem | School environment | 0.136*** | 0.029** | 0.165** |
| Parenting attitudes | -0.082*** | -0.120** | -0.202** | |
| Depression | -0.301*** | - | -0.301** | |
| Life Satisfaction | School environment | 0.137*** | 0.083.** | 0.220* |
| Parenting attitudes | 0.162*** | -0.101** | 0.061** | |
| Depression | - | -0.151** | -0.151** | |
| Self-esteem | 0.501*** | - | 0.501*** |
청소년의 우울에 유의미한 영향을 미친 변수는 학교환경과 부모의 부정적 양육태도였다. 학교환경 은 우울에 부적인 직접효과(β=–0.097)를 나타내어, 긍정적인 학교 경험이 청소년의 정서적 안정과 우울 감소에 기여함을 보여주었다. 부모의 부정적 양육태 도는 정적인 직접효과(β = 0.398)를 보였으며, 부모 의 양육태도가 청소년 우울 수준에 영향을 미쳤으 며, 가정 환경이 학교 환경보다 청소년의 정서적 경 험에 상대적으로 더 큰 영향을 미치는 것으로 확인 되었다.
자아존중감은 학교환경으로 부터 직접효과(β =0.136)와 간접효과(β=0.029)의 영향을 모두 받아, 총효과 0.165로 나타났다. 이는 긍정적 학교환경이 청소년의 자아존중감을 향상시키는 중요한 요인임을 보여주었다. 부모의 부정적 양육태도는 자아존중감에 부적인 직접효과(β=–0.082)와 간접효과(β=–0.120)를 통해 총효과 –0.202로 나타나, 부모의 부정적 양육태 도가 자아존중감을 저하시킴을 확인하였다. 우울은 자아존중감에 부적인 직접효과(β=–0.301)를 미쳐, 높은 우울 수준이 자아존중감 감소로 이어짐을 보 여주었다. 이로써 학교환경 및 가정 환경과 정서적 요인이 자아존중감 형성에 영향을 미친다는 점을 확인할 수 있었다.
삶의 만족도에 대한 영향 분석에서는, 자아존중감 이 가장 큰 영향 요인(직접효과 β= 0.501, 총효과 β =0.501)으로 나타났다. 학교환경은 직접효과(β=0.137) 와 간접효과(β=0.083)를 통해 총효과 0.220로 분석 되어, 긍정적 학교 환경이 삶의 만족도에 영향을 미 치는 것으로 나타났다. 부모의 부정적 양육태도는 삶의 만족도에 정적인 직접효과(β=0.162)를 보였으 나, 자아존중감을 매개로 한 부적인 간접효과(β=– 0.101)로 인해 총효과는 0.061로 상대적으로 낮았다. 우울은 삶의 만족도에 직접적인 영향은 없으나, 자 아존중감을 매개로 한 부적인 간접효과(β=–0.151) 를 통해 간접적으로 삶의 만족도에 영향을 미쳤다. 이는 자아존중감이 우울과 삶의 만족도 간의 관계 에서 중요한 매개역할을 한다는 것을 의미하였다.
Ⅳ. 고찰
본 연구는 청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치 는 요인을 확인하고자, 선행연구를 바탕으로 학교 환경과 부모의 양육태도가 우울 및 자아존중감을 매개로 삶의 만족도에 영향을 미친다는 가설적 구 조모형을 설정하고 그 유의성을 검증하였다.
청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인 중 학교 환경은 삶의 만족도에 정적인 직접효과를 갖 는 것으로 나타났다. 이는 선행연구와 유사한 결과 [14][15][16]로 학교가 청소년의 자아개념 형성과 정 서적 안정에 중요한 역할을 한다는 점을 지지한다. 특히 교사와의 상호작용, 또래 관계, 학교 분위기 등은 정서적 안정에 직접적인 영향을 미치며, 이는 결과적으로 삶의 만족도 향상에 기여한다. 아울러, 학교 환경은 우울에 부적인 영향을 미치며 자아존 중감을 매개로 삶의 만족도에 간접적인 효과도 나 타냈다. 즉, 긍정적인 학교 환경은 청소년의 우울 수준을 낮추고 자아존중감을 높이며, 이를 통해 삶 의 만족도를 향상시키는 경로를 형성하였다.
이러한 결과는 학교가 단순한 학습 공간을 넘 어, 청소년이 정서적·사회적 자원을 형성하고 회복 탄력성을 기를 수 있는 주요 환경이라는 점을 부 각시킨다. 따라서 향후 간호 및 교육 정책에서는 학교 환경 개선, 교사-학생 관계 증진, 정서 지원 시스템 구축 등을 중심으로 한 통합적 접근이 필 요하다.
부모의 부정적 양육태도는 삶의 만족도에 정적 인 직접효과를 가지는 것으로 나타났다. 이는 부모 의 부정적 통제나 간섭이 삶의 만족도에 부정적인 영향을 준다고 보고한 선행 연구[17][18]와는 일치 되지 않는 결과이다. 일부 청소년이 부모의 높은 통제나 간섭을 외재적 동기나 생활 안정성 유지, 학업 성취 기대와 연결하여 긍정적으로 지각할 수 있음을 시사한다. 그러나 본 결과에 대한 해석은 이론적·문화적 차원에서 보다 심층적으로 논의될 필요가 있다. 한국 사회에서 부모의 통제는 단순한 억압이 아니라 자녀 보호 혹은 성취 독려라는 문 화적 의미를 가질 수 있으며, 이는 서구 문화권의 연구 결과와 다른 양상을 보이는 원인일 수 있다. 또한 일정 수준의 규칙성과 구조가 청소년에게 안 정감을 제공하며, 성공 경험이 자기 효능감으로 이 어질 경우 삶에 대한 만족감도 높아질 수 있다. 이 는 청소년 개인의 기질, 통제에 대한 수용 여부, 문화적 맥락, 또는 통제에 익숙해진 적응 방식 등 다양한 요인에 따라 해석될 수 있다. 다만, 이러한 결과는 역인과의 가능성, 즉 삶의 만족도가 높은 청소년이 부모의 통제를 덜 부정적으로 지각하는 경향일 수도 있다는 대안적 해석을 배제할 수 없 다. 그러나 부모의 부정적 양육태도가 우울과 자아 존중감을 매개로 삶의 만족도에 미치는 간접효과 는 부정적인 방향으로 유의미하게 나타났다. 즉, 통제적이고 부정적인 양육태도는 청소년의 우울 수준을 높이고 자아존중감을 저하시키며, 결과적으 로 삶의 만족도를 낮추는 경로를 형성하였다. 이는 부모의 부정적 양육이 청소년의 심리·정서적 안녕 에 부정적 영향을 준다는 기존 연구[4]와도 일치하 는 결과이다. 종합적으로 볼 때, 부모의 부정적 양 육태도는 삶의 만족도에 대해 직접적으로는 약한 수준의 긍정적 효과가 있지만, 간접적으로는 부정 적인 영향을 미치는 이중적이고 복합적인 변수로 작용한다. 이는 단순히 외형적인 통제 여부가 아 닌, 그 통제가 청소년의 정서와 자기개념에 어떤 방식으로 영향을 미치는지가 삶의 질을 결정짓는 핵심임을 시사한다. 따라서 향후 연구에서는 부모 양육태도의 효과를 단일한 차원에서 이해하기보다 는, 청소년의 기질, 문화적 맥락, 통제 수용 방식, 그리고 부모-자녀 간 관계의 질과 같은 다양한 사 회문화적 요인을 고려한 심층적 분석이 필요하다.
청소년의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인 중 우울은 삶의 만족도에 직접적인 영향을 미치지 않 았으나, 자아존중감을 매개로 한 간접경로를 통해 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 자 아존중감이 우울과 삶의 만족도 간의 관계에서 심 리적 매개 역할을 수행함을 의미한다. 구체적으로, 우울 수준이 높을수록 자아존중감이 유의미하게 낮아졌으며, 낮아진 자아존중감은 삶의 만족도 감 소로 이어지는 경로가 통계적으로 확인되었다. 청 소년 우울이 삶의 만족도에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구[19]와 유사하다. 이는 자 아존중감이 단순한 독립변수를 넘어, 우울이 삶의 만족도에 미치는 영향을 설명하는 중요한 정서적 연결 고리임을 시사한다. 따라서 청소년의 삶의 만 족도 저하를 예방하기 위해서는 우울을 조기에 발 견하고 적절히 중재함으로써, 자아존중감 저하로 이어지는 부정적 정서 경로를 차단할 필요가 있다. 특히 자아존중감이 우울과 삶의 만족도 사이의 핵 심 매개변수로 확인된 만큼, 향후 우울 감소를 위 한 간호중재에서는 단순히 우울 증상의 완화에만 초점을 맞추기보다는 자아존중감 증진을 위한 통 합적 개입이 포함되어야 한다. 긍정적 자기 인식, 자기 수용, 성취 경험 제공 등을 통해 자아존중감 을 강화하는 중재는 우울을 완화하고 삶의 만족도 를 향상시키는 간접효과를 기대할 수 있다.
본 연구에서 청소년의 삶의 만족도에 가장 큰 영향을 미친 요인은 자아존중감으로 나타났다. 자 아존중감은 삶의 만족도에 대해 정적인 직접 효과 를 나타냈으며, 이는 자아존중감이 삶의 만족도에 영향을 미친다는 선행연구[18][20]와 일치하는 결과 이며, 청소년의 정서적 안정, 자기개념 형성, 심리 사회적 기능 전반에 긍정적 영향을 미친다는 선행 연구[5][6]와도 일치한다. 자아존중감이 높을수록 자신을 긍정적으로 인식하고 환경에 능동적으로 대처하는 심리적 자원이 강화되며, 이는 삶의 만족 감으로 이어진다. 특히 청소년기는 자아정체성이 형성되는 핵심 발달 단계로, 이 시기의 자아존중감 은 장기적인 정신건강과 사회적 적응에 큰 영향을 미친다. 이러한 결과는 청소년 대상 정신건강 간호 중재에 있어, 자아존중감 증진을 목표로 한 맞춤형 개입 프로그램 개발의 필요성을 뒷받침한다. 자기 인식 향상, 긍정적 피드백 제공, 사회적 지지 확대, 성취 경험 설계 등을 포함한 통합적 간호전략이 요구된다.
청소년의 삶의 만족도를 향상시키기 위해서는 개인의 심리적 자원을 강화하는 동시에, 학교와 가 정이라는 외적 환경의 질적 수준을 개선하는 다각 적 접근이 필요하다. 교사 및 또래와의 긍정적 상 호작용을 촉진하고, 부모가 일관되며 정서적으로 지지적인 양육을 실천하는 것이 중요하다. 교육 및 상담 현장에서는 청소년의 정서적 어려움을 조기 에 발견하고, 우울 및 낮은 자아존중감을 완화할 수 있는 다층적 개입 방안을 마련해야 하며, 학교 와 가정이 협력하여 청소년의 삶의 질을 증진시킬 수 있는 환경을 조성해야 한다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 구조방정식 모형을 활용하여 학교 환 경과 부모의 양육태도가 청소년의 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하고, 이 과정에서 우울과 자아 존중감의 매개효과를 검증하였다. 연구 결과, 긍정 적인 학교 환경은 우울을 감소시키고 자아존중감 을 향상시켜 삶의 만족도를 높이는 것으로 나타났 다. 반면, 부모의 부정적 양육태도는 우울을 증가 시키고 자아존중감을 저하시켜 삶의 만족도를 간 접적으로 낮추는 경로를 형성하였다. 특히 자아존 중감은 삶의 만족도에 가장 강력한 직접적 영향을 미치는 핵심 변수로 확인되었으며, 우울은 자아존 중감을 매개로 간접적인 부정적 영향을 미쳤다.
기존 연구가 학교 또는 가정 환경, 혹은 개별 심리적 요인에 한정하여 삶의 만족도와의 관계를 검토한 것과 달리, 본 연구는 학교와 가정 환경, 우울, 자아존중감을 동시에 고려한 구조모형을 설 정하고 직접·간접 경로를 종합적으로 검증하였다. 이를 통해 청소년이 일상에서 접하는 환경과 심리 적 요인이 삶의 만족도에 미치는 복합적·다층적 영향 경로를 실증적으로 규명했다는 점에서 학문 적 의의가 있다. 또한, 연구 결과는 교사·또래 관 계 개선, 부모-청소년 상호작용 증진, 자아존중감 향상 중심의 통합적 간호중재 및 정책 설계 등 실 무와 정책 측면에서 적용 가능한 근거를 제공한다.
본 연구는 횡단적 설계와 자기보고식 자료에 의 존하였다는 한계가 있어 결과 해석에 주의가 필요 하다. 그럼에도 불구하고 청소년 삶의 만족도에 영 향을 미치는 복합 요인을 구조모형으로 검증하고, 심리적 매개변수와 환경 요인을 통합적으로 고려 한 전인적 접근의 필요성을 제시했다는 점에서 학 문적 의의를 가진다. 향후 연구에서는 종단적 설계 와 다양한 자료 수집 방법을 활용하여 보다 체계 적이고 신뢰도 높은 실증적 근거를 확보하고, 이를 토대로 청소년 전인적 건강증진을 위한 정책적 지 원과 실천적 개입이 적극적으로 추진될 필요가 있 다.
