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문제 정의
- 본 연구는 청소년기의 자아존중감에 미치는 영향을 파악하고, 자아존중감 증진을 위한 간호중재 프로그램의 개발 시 필요한 기초자료의 제공을 목적으로 진행되었다.
- 본 연구는 청소년의 부모애착, 또래애착 및 우울이 자아존중감에 미치는 영향을 파악하기 위한 서술적 조사연구이다.
- 본 연구는 청소년의 부모애착, 또래애착 및 우울이 자아존중감에 미치는 영향을 파악하여 청소년의 자아존중감 향상을 위한 간호중재 프로그램에 기초자료를 제공하고자 시도되었다.
- 본 연구에서는 선행연구에서 자아존중감과 상관성이 있는 요인을 기초로 청소년기의 부모애착, 또래애착 및 우울의 다양한 관련 변수간의 자아존중감에 미치는 영향요인을 포괄적 으로 규명하고 청소년의 자아존중감 증진을 위한 간호 중재 프로그램 개발을 위한 기초자료를 제공하기 위함이다.
- 본 연구의 목적은 청소년의 부모애착, 또래애착 및 우울이 자아존중감에 미치는 영향을 파악하여 청소년의 자아존중감 증진을 위한 간호 중재 프로그램을 위한 기초자료를 제공하기 위함이다.
제안 방법
- 자료 수집은 2013년 8월 19일부터 8월30일까지 해당 학교 담임선생님의 허락을 받은 후 연구대상자에 대한 윤리적 보호를 위하여 자료수집 전 연구목적 및 내용, 언제라도 설문에 대한 응답을 거절할 수 있으며 응답내용은 연구 이외의 목적으로 절대로 사용하지 않을 것을 설명 한 후 연구 참여에 동의한 대상자에게서 서면동의서를 받았다. 서면동의를 받는 과정 중에 설문지를 대상자의 보호자인 부모님의 동의를 받도록 1주일 정도의 시간을 두고 수거를 하였다.
대상 데이터
- 본 연구대상자는 D광역시에 소재하는 중· 고등학교에 재학중인 A구와 S구의 6개 학교 학생들을 대상으로 편의 표집 하였다.
- 이들 중 연구목적을 이해하고 자발적으로 연구동의서에서명한 210명을 대상으로 하였다. 이 중 본 연구에 부적절한응답을 한 대상자 10명을 제외한 200명을 최종 분석대상으로 하였다. 대상자 수는 Cohen의 검정력 분석을 근거로 G*Power프로그램 3.
- 본 연구대상자는 D광역시에 소재하는 중· 고등학교에 재학중인 A구와 S구의 6개 학교 학생들을 대상으로 편의 표집 하였다. 이들 중 연구목적을 이해하고 자발적으로 연구동의서에서명한 210명을 대상으로 하였다. 이 중 본 연구에 부적절한응답을 한 대상자 10명을 제외한 200명을 최종 분석대상으로 하였다.
데이터처리
- ∙ 청소년의 부모애착, 또래애착 및 우울과 자아존중감과의 상관관계 정도를 확인하기 위해 Pearson’s correlation을 이용하였다.
- ∙ 청소년의 일반적 특성 및 자아존중감의 차이는 t-test와 ANOVA로 분석하였고, 사후검증은 Scheffe test 방법을 이용하였다.
- ∙ 청소년의 일반적인 특성은 빈도와 백분율을 산출하였다.
- ∙ 청소년의 자아존중감 관련 변수의 최대값, 최소값, 평균과 표준편차를 산출하였다.
- ∙ 청소년의 자아존중감에 미치는 영향요인을 파악하기 위해 단계적 다중회귀분석을 하였다.
- 이 중 본 연구에 부적절한응답을 한 대상자 10명을 제외한 200명을 최종 분석대상으로 하였다. 대상자 수는 Cohen의 검정력 분석을 근거로 G*Power프로그램 3.12을 이용하여 산출하였다. 다중회귀분석에서 유의수준 .
- 청소년 자아존중감과 관련된 변수인 부모애착, 또래애착,우울 및 상관성을 나타낸 변수 중 일반적인 특성에서 유의한 결과를 나타낸 부 학력, 학업 성적, 가정 형편을 더미 변수(dummy variable)로 처리하여 같이 투입 후 회귀분석하였다. 회귀분석의 가정을 충족하는지 확인한 결과 Durbin-Watson 통계량이 1.
이론/모형
- Armsden과 Greenberg (1987)가 청소년을 대상으로 개발한 부모애착 및 또래애착 척도(The Inventory of Parent and Peer Attachment: IPPA) 문항은 부모용 28개 문항, 친구용 25개 문항으로 구성되어 있는데, 그 가운데, 중복 문항을 제외하고 청소년의 상황에 적절한 13개 문항을 Jeong (2002)의 연구에서 재구성한 것을 사용하였다. 이 도구는 총 13개 문항으로 5점 Likert식이다.
- Armsden과 Greenberg (1987)가 청소년을 대상으로 개발한 부모애착 및 또래애착 척도(The Inventory of Parent and PeerAttachment: IIPA)와 Leathers (2000)가 사용한 애착 척도를 참고하여 Jeong (2002)의 연구에서 재구성한 것을 사용하였다.이 도구는 총 6문항으로 6점 Likert식이다.
- Coopersmith (1967)와 Pope, McHale과 Craighead (1988)의연구를 참조하여 Choi와 Jeon (1993)이 우리나라 아동의 자아존중감을 측정할 수 있도록 개발한 도구를 사용하였다. 이 도구는 총체적 자아존중감, 사회적 자아존중감, 가정에서의 자아존중감, 학교에서의 자아존중감 등 네 영역으로 구성되어 있으며 총 32문항으로 5점 Likert식이다.
- Kovacs (1981)가 구성한 아동·청소년용 우울척도 CDI(Childern’sDepression Inventory)를 Han (1993)이 번역한 것을 사용하였다.
성능/효과
- 12을 이용하여 산출하였다. 다중회귀분석에서 유의수준 .05, 중간 효과크기 .15, 요인 통계적 검정력 .90, 변수14개로 산정한 결과 표본 수는 175명 이상이 요구되었으며, 본 연구의 최종 대상자 200명은 Cohen의 공식에 적절한 것으로 확인되었다.
- 65점(4점)과 비슷한 결과이다. 대상자들의 일반적 특성에 따른 청소년의 자아존중감과의 관계를 살펴보면 가정경제에 따른 자아존중감은 하일 때보다 상일 때 자아존중감이 높게 나타나 유의미한 결과가나타났다. 이러한 결과는 선행연구 So (2008)의 청소년이 지각한 부모양육태도와 자아존중감과의 연구와 일치했다.
- 따라서 본 연구는 청소년들의 우울이 감소되고 또래애착, 부모애착이 잘 형성되면 청소년들의 자아존중감이 향상될 수 있음을 시사한다. 연구 결과를 통해 청소년들의 자아존중감을 향상할 수 있도록 우울예방 프로그램, 또래관계 개선 프로그램, 이와 함께 청소년과 긍정적인 관계를 조성할 수 있도록 부모 대상 훈련과 교사교육 등 다양한 프로그램 개발이 함께 이루어져야 하며, 이런 활동들은 직· 간접적인 청소년 정신건강증진을 위한 방안으로서 바람직하게 활용될 수 있으리라 본다.
- , 2009; Park, 2009). 또한 본 연구에서 또래애착이 부모애착보다 청소년의 자아존중감에 유의하게 큰 영향력을 나타낸 결과는 Park (2009)의 연구 결과와도 일치하는 것으로 나타났다
- 또한, 본 연구에서는 또래애착이 자아존중감과 유의한 순상관관계가 있는 것으로 확인되었을 뿐만 아니라 또래애착이 자아존중감에 영향을 미치는 주요 요인임을 확인하였다. 이는 청소년의 긍정적인 또래 관계가 일반적으로, 사회영역에서 높은 자아존중감을 나타낸다는 선행연구의 결과(Cho, 2006 ;Kim, 2009)와도 일치하는 것으로 나타났다.
- 본 연구는 대상자가 우울한 기분이 심하게 들수록 자아존중감은 낮아지고 또래애착, 부모애착, 가정경제가 좋을수록 청소년의 자아존중감이 높았다. 또한, 청소년의 또래애착, 부모애착, 가정경제에 의해 영향을 받는다는 것을 알 수 있었다. 따라서 건강관리 제공자들은 청소년들에게 자아존중감과 관련하여 우울, 또래애착, 부모애착, 가정경제들을 확인하면서 이러한 심리적, 사회적, 환경적 요인들의 정도를 고려한 후, 우울을 감소시키고, 또래애착 및 부모애착을 높여주는 중재를 통해 청소년의 자아존중감을 높여주려는 노력이 필요하다.
- 또한, 학교성적에 따른 자아존중감의 차이를 살펴보면 하일 때보다 상일 때 자아존중감이 높게 나타나 유의미한 결과가 나왔다. 이는 아동의 학교적응에 영향을 미치는 보호요인을 연구한 Park (2011)의 학교성적에 따른 자아존중감의 유의미한 연구결과와도 일치했다.
- 본 연구는 대상자가 우울한 기분이 심하게 들수록 자아존중감은 낮아지고 또래애착, 부모애착, 가정경제가 좋을수록 청소년의 자아존중감이 높았다. 또한, 청소년의 또래애착, 부모애착, 가정경제에 의해 영향을 받는다는 것을 알 수 있었다.
- 본 연구에서 청소년의 자아존중감 정도는 5점 척도에서 평균 3.14점이었다. 이는 Coopersmith (1967)의 자아존중감 도구를 활용한 Han (2006)의 점수인 평균 2.
- 본 연구에서는 부모애착, 또래애착은 자아존중감과 순상관 관계가 있으며, 우울과는 역상관관계가 있는 것으로 나타나 부모와의 애착 형성이 잘된 경우 자아존중감은 높으며 우울수준은 낮은 것으로 나타났다. 이는 청소년 모두 애착 안정성이 높을수록 자신이 더욱 유능하다고 생각하고 우울감을 적게 나타냈다는 선행연구와도 일치하였다(Han & Kim, 2006;Kim et al.
- 분석결과 우울(β=-.29, p<.001), 또래애착(β=.24,p<.001), 부모애착(β=.25, p<.001)은 가정형편이하(β=-.15,p<.005)가 자아존중감에 미치는 영향요인으로 나타났으며 그 전체 설명력은 38%이었다[Table 4].
- 선행연구와 본 연구의 결과를 볼 때, 부모에 대한 높은 애착은 또래애착에 직접적인 영향을 미치고, 또래에 대한 애착은 청소년의 우울과 대인 불안을 직접적으로 감소시키는 효과가 있는 것으로 나타났다. 그리고 만족스럽고 조화로운 친구 관계를 맺었을 때, 청소년들은 일반적으로 긍정적인 자아 존중감을 가지고, 타인의 감정에 대한 이해를 잘하며(Kim,2009 ; Park, 2009), 자신에 대해서 긍정적으로 생각한다.
- 001)은 역상관관계가 있었다. 우울한 기분이 들수록 자아존중감은 떨어지고 부모애착, 또래애착, 성적이 좋을수록 청소년의 자아존중감이 높은 것으로 나타났다.
- 이상의 결과를 요약하면, 청소년의 자아존중감에 가장 큰 영향을 미치는 요인으로는 우울, 또래애착, 부모애착, 가정형 편의 결과 순으로 영향을 미치는 요인임이 확인되었다. 이들 요인들은 자아존중감을 38% 정도 설명할 수 있었다.
- 025)에서 유의한 차이가 있었다. 학생의 학업성적에서 하와 중보다 상에서 자아존중감의 점수 차가 높았고, 부의 학력에서 고졸 이하보다 전문대졸 이상에서 자아존중감의 점수 차이가 높았으며, 가정형편에서 하와 중보다 상에서 자아존중감의 점수 차가 높았다.
- 회귀분석의 가정을 충족하는지 확인한 결과 Durbin-Watson 통계량이 1.795이어서 자기상관이 없었으며 공차한계가 .67∼.89이었고 분산팽창지수(VIF)도 1.10∼1.43로 다중공중선성의 문 제가 없었다.
후속연구
- 연구 결과를 통해 청소년들의 자아존중감을 향상할 수 있도록 우울예방 프로그램, 또래관계 개선 프로그램, 이와 함께 청소년과 긍정적인 관계를 조성할 수 있도록 부모 대상 훈련과 교사교육 등 다양한 프로그램 개발이 함께 이루어져야 하며, 이런 활동들은 직· 간접적인 청소년 정신건강증진을 위한 방안으로서 바람직하게 활용될 수 있으리라 본다.
- 7%로 나타난 결과와는 다소 차이를 보였다. 이에 청소년에게 지속적인 개인의 특성에 따라 자아존중감에 큰 영향을 미치므로 추후 연구에서는 개인적 취약성을 포함시킨다면 청소년의 자아존중감을 포괄적으로 설명하고 설명력을 높일 수 있을 것으로 사료된다.
- 따라서 건강관리 제공자들은 청소년들에게 자아존중감과 관련하여 우울, 또래애착, 부모애착, 가정경제들을 확인하면서 이러한 심리적, 사회적, 환경적 요인들의 정도를 고려한 후, 우울을 감소시키고, 또래애착 및 부모애착을 높여주는 중재를 통해 청소년의 자아존중감을 높여주려는 노력이 필요하다. 향후에는 개인의 성격양식이나 개인적 취약성을 포함함으로써 보다 체계적인 중재전략 개발을 위한 이론적 근거를 제공할 수 있는 연구를 제언한다.
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