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문제 정의
- 선행연구[4]에서는 횡단적 시점에서 변인 간의 관련성 및 인과관계를 살펴봤기 때문에 단편적인 정보만 제공한다는 한계가 존재한다. 따라서 본 연구의 목적은 시간에 따른 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상을 확인하는 것이며, 이러한 변화 궤적에 영향을 미치는 요인의 영향력을 파악하는 것이다. 연구목적에 따른 연구 문제는 다음과 같다.
- 연구결과, 청소년의 주관적 건강 상태는 중학교 1학년때부터 고등학교 3학년때까지 증가하는 선형 모형임을 알 수 있었으며, 운동시간의 증가가 주관적 건강의 향상에 기여한 반면, 좌식 여가활동시간이 증가할 경우 주관적 건강 수준이 감소하여 청소년에게 운동시간의 충분한 확보가 중요함을 시사하였다. 또한 청소년의 건강 불균형을 해소시키기 위한 효과적인 전략 수립을 위하여 사회인구학적인 객관적 조건과 더불어 사회경제적 요인, 심리적 요인 및 건강 행태 요인 등을 종합적으로 고려할 필요성을 확인하였다. 이는 청소년이 느끼는 건강은 단순히 신체적 건강 뿐만 아니라 심리적 안녕, 사회적 자원 등이 총체적으로 작용하므로 청소년의 건강 증진을 위해서는 개인, 가족, 학교 및 지역사회의 융합된 노력이 필요함을 시사한다.
- 청소년은 성인과 달리 질병이 가시적이지 않지만 청소년기의 건강은 장기적으로 성인기의 건강 상태 및 질병 여부에 영향을 미칠 수 있으므로 청소년기부터 건강 수준에 대한 중재가 필요하다. 본 연구는 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상에 영향을 미치는 요인을 개인, 건강 행태, 사회경제적, 사회심리적으로 분석하여 건강 상태의 변화에 다양한 요인이 복합적으로 작용함을 분석함과 동시에 종단연구의 핵심인 시점에 따라 변화하는 독립 변수의 영향을 평가하였다. 연구결과, 청소년의 주관적 건강 상태는 중학교 1학년때부터 고등학교 3학년때까지 증가하는 선형 모형임을 알 수 있었으며, 운동시간의 증가가 주관적 건강의 향상에 기여한 반면, 좌식 여가활동시간이 증가할 경우 주관적 건강 수준이 감소하여 청소년에게 운동시간의 충분한 확보가 중요함을 시사하였다.
가설 설정
- 개인적 요인과 주관적 경제 수준을 제외한 사회경제적 요인의 경우 1차년도 때 측정한 자료를 사용하여 독립 변수가 종속 변수를 예측하는 것으로 가정하였다. 주관적 경제 수준의 경우 5차년도에 처음으로 측정되었기 때문에 5차년도 자료를 사용하였다.
- 건강 행태 요인은 시간 의존적(time-variant) 변수로 취급하였는데, 체육시간 중 운동시간이나 여가활동시간은 매년 바뀌는 학년과 학급에 따라 달라지기 때문이다[16]. 따라서 각 년도의 건강 행태 요인이 해당 년도의 주관적 건강 상태에 영향을 미친다고 가정하고 연구 모형을 설정하였다. 사회심리적 요인 중 성적 만족도, 공격성, 스트레스, 우울은 2차년도에 처음으로 측정되었으므로 2차년도 때 측정한 자료를 사용하였으며, 자아탄력성과 자아존중감은 1차년도 때 측정한 자료를 사용하였다.
- 다면적으로 청소년의 건강 수준을 측정한 문항을 이용한다면 심층적이고 다양한 결과를 도출할 수 있을 것이다. 또한 건강 행태 요인을 제외한 일부 독립 변수가 매 년도에 연속적으로 측정되지 못하였으므로 시간 의존적 변수일 수 있음에도 불구하고, 시간 독립적 변수로 가정하고 분석하였다. 이는 청소년의 역동적인 상태의 변화를 설명하는 데에 한계가 있다.
제안 방법
- 건강 행태 요인으로는 체육시간 중 운동시간, 좌식 여가활동시간을 투입하였다. 체육시간 중 운동시간은 “지난 일주일 동안 학교 체육시간 중 땀을 흘리며 운동한 시간은 몇 시간입니까?”라는 문항에 대해 5점 척도(① 없다, ② 1시간, ③ 2시간, ④ 3시간, ⑤ 4시간 이상)로 측정하였으며, 점수가 높을수록 운동시간이 많음을 의미한다.
- 다음 단계는 조건성장 모형(conditional growth model) 분석이며 1단계에서 얻은 잠재 변수인 절편과 기울기를 다양한 설명 변수와 연결하여 종속 변수의 개인차를 설명한다. 본 연구에서는 시간 의존적 변수는 1수준 모형에 투입하고, 시간 독립적 변수는 2수준에 투입하였다.
- 본 연구에서는 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상과 이에 영향을 미치는 개인적 요인, 건강 행태 요인, 사회경제적 요인, 사회심리적 요인을 잠재성장모형을 이용하여 분석하여 다방면의 의미 있는 결과를 얻었다.
- 본 연구의 독립 변수는 관련된 선행연구를 참고하여 선별하였으며 개인적 요인, 사회경제적 요인, 건강 행태 요인, 사회심리적 요인으로 구분하여 투입하였다. 개인적 요인은 성별로 남자(1)와 여자(0)로 코딩하였다.
- 본 연구의 종속 변수는 주관적 건강 상태로, 자신의 건강 상태를 묻는 문항에 대한 1~6차년도 응답을 사용하였다. ‘또래 친구들과 비교해 볼 때 자신의 건강 상태가 어떻다고 생각합니까?’에 대해 4점 척도(① 매우 건강하다, ② 건강한 편이다, ③ 건강하지 못한 편이다, ④ 매우 건강하지 못하다)로 조사한 것을 역코딩하여 사용하였다.
- 부정적인 의미를 갖는 문항을 제외하여 역채점한 후 평균값을 산출하여 투입하였으며, 점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다.
- 사회경제적 요인으로 거주 지역, 부의 교육 수준, 모의 교육 수준, 주관적 경제 수준, 부의 직업, 모의 근로 여부, 소득 수준을 사용하였다. 거주 지역은 광역시도와 동/읍/면을 이용하여 분류하였다.
- 따라서 각 년도의 건강 행태 요인이 해당 년도의 주관적 건강 상태에 영향을 미친다고 가정하고 연구 모형을 설정하였다. 사회심리적 요인 중 성적 만족도, 공격성, 스트레스, 우울은 2차년도에 처음으로 측정되었으므로 2차년도 때 측정한 자료를 사용하였으며, 자아탄력성과 자아존중감은 1차년도 때 측정한 자료를 사용하였다. 사회심리적 요인은 시간에 따라 크게 변하지 않고 비교적 안정적이므로[17] 시간 독립적(time-invariant) 변수로 취급하였다.
- 사회심리적 요인으로는 성적 만족도, 공격성, 우울, 스트레스, 자아존중감, 자아탄력성을 변수로 투입하였다. 성적 만족도는 전체 성적에 대한 전반적인 만족도 질문에 4점 척도(① 매우 만족한다, ② 만족하는 편이다, ③ 만족하지 않는 편이다, ④ 전혀 만족하지 않는다)로 응답한 것을 역코딩하였으며, 점수가 높을수록 성적 만족도가 높음을 의미한다.
- 모의 근로 여부는 직업을 갖고 근로를 하는 경우 ‘예’, 근로를 하지 않은 경우 ‘아니오’로 나눴다. 소득 수준은 가구 규모 및 가구 구성원을 고려하여 생활 수준을 비교하기 위한 지수인 가구 균등화 지수로 보정하여, 월 가구 소득을 가구 구성원 수(n)의 제곱근으로 나누어 소득 수준 변수로 사용하였다.
- 청소년 주관적 건강 상태 변화 양상의 영향 요인을 검증하기 위해 변수를 투입하여 조건성장모형을 구성하였다. 시간 독립적 변수인 청소년의 개인적 요인, 사회경제적 요인, 사회심리적 요인은 2수준, 시간 의존적 변수인 건강 행태 요인은 1수준에 변수를 투입하여 시간에 따른 청소년 주관적 건강 상태의 변화 양상에 영향을 미치는지 분석하였다. 최종 연구모형의 적합도를 확인한 결과 RMSEA는 .
- 81이었다. 우울은 간이정신진단검사[15]의 우울 척도 13문항 중 10문항을 수정하여 사용하였다. ‘기운이 별로 없다’를 포함한 10문항에 4점 척도(① 매우 그렇다, ② 그런 편이다, ③ 그렇지 않은 편이다, ④ 전혀 그렇지 않다)로 응답한 것을 역코딩한 후 평균값을 산출하여 사용하였으며, 점수가 높을수록 더 우울함을 의미한다.
- 자아탄력성은 ‘나는 내 친구에게 너그럽다’를 포함한 14문항에 4점 척도(① 매우 그렇다, ② 그런 편이다, ③ 그렇지 않은 편이다, ④ 전혀 그렇지 않다)로 응답한 것을 역코딩한 후 평균값을 산출하였다.
- 잠재성장모형의 적합도는 검증과 함께 Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Standardized Root Mean square Residual (SRMR) 지수를 이용하였다. 절대 적합도 지수인 검증의 경우 표본 크기의 영향을 받기 때문에 모형의 설명력과 간명성을 동시에 고려하는 CFI, TLI, RMSEA, SRMR 지수 또한 같이 고려하였으며, 적합도의 기준을 RMSEA가 .08 이하, TLI와 CFI는 각각 .90 이상, SRMR은 .08 미만으로 적용하였다[18,19]. 또한 예측 적합도 지수인 Akaike Information Criterion (AIC), Bayesian Information Criterion (BIC)를 구하고, 우도비 검정(likelihood ratio test)으로 모형을 비교하였다.
- 좌식 여가활동시간의 경우 컴퓨터/게임기 오락시간과 TV/비디오 시청시간을 합하여 사용하였다. 주중 컴퓨터/게임기 오락시간과 주중 TV/비디오 시청시간에 5일을 곱하고, 주말 컴퓨터/게임기 오락시간과 주말 TV/비디오 시청시간에 2일을 곱하여 모두 합한 후, 7일로 나누어 1일 평균 좌식 여가활동시간을 산출하였다. 단위는 시간으로 통일하였다.
- 청소년 주관적 건강 상태 변화 양상의 영향 요인을 검증하기 위해 변수를 투입하여 조건성장모형을 구성하였다. 시간 독립적 변수인 청소년의 개인적 요인, 사회경제적 요인, 사회심리적 요인은 2수준, 시간 의존적 변수인 건강 행태 요인은 1수준에 변수를 투입하여 시간에 따른 청소년 주관적 건강 상태의 변화 양상에 영향을 미치는지 분석하였다.
- 청소년의 주관적 건강 상태 변화를 모형화하기 위하여 비조건성장모형을 먼저 확인하였다. 무성장모형, 일차함수모형, 이차함수모형의 주요 적합도 지수로(df), RMSEA, TLI, CFI를 산출한 결과 모두 TLI와 CFI 값이 .
대상 데이터
- 본 연구는 한국청소년정책연구원의 한국 아동 ․ 청소년 패널(Korean Child and Youth Panel Survey, KCYPS) 자료의 중학교1학년 패널을 이용하였으며, 이 중 1차년도(2010), 2차년도(2011), 3차년도(2012), 4차년도(2013), 5차년도(2014), 6차년도(2015)의 자료를 사용하였다. 한국 아동·청소년 패널조사의 중학교1학년 패널에서는 2010년 기준 중학교 1학년 12,351명을 모집단으로 층화다단계 집락표집방법(Stratified Multi-stage Cluster Sampling)을 통하여 표본을 추출하였는데 2010년 기준 중학교1학년 패널 표본 크기는 2,351명이었으며, 총 7년간 동일 표본을 대상으로 추적조사를 진행하였다.
- 개인적 요인과 주관적 경제 수준을 제외한 사회경제적 요인의 경우 1차년도 때 측정한 자료를 사용하여 독립 변수가 종속 변수를 예측하는 것으로 가정하였다. 주관적 경제 수준의 경우 5차년도에 처음으로 측정되었기 때문에 5차년도 자료를 사용하였다. 건강 행태 요인은 시간 의존적(time-variant) 변수로 취급하였는데, 체육시간 중 운동시간이나 여가활동시간은 매년 바뀌는 학년과 학급에 따라 달라지기 때문이다[16].
- 한국 아동·청소년 패널조사의 중학교1학년 패널에서는 2010년 기준 중학교 1학년 12,351명을 모집단으로 층화다단계 집락표집방법(Stratified Multi-stage Cluster Sampling)을 통하여 표본을 추출하였는데 2010년 기준 중학교1학년 패널 표본 크기는 2,351명이었으며, 총 7년간 동일 표본을 대상으로 추적조사를 진행하였다. 최종 분석된 표본 크기는 2,351명이었으며 남학생 1,176명(50%)과 여학생 1,175명(50%)이었다. 이 연구는 KCYPS에서 제공한 2차 자료만을 이용하였으며, 연구대상자의 익명성과 기밀성이 보장되는 연구이다.
- 한국 아동·청소년 패널조사의 중학교1학년 패널에서는 2010년 기준 중학교 1학년 12,351명을 모집단으로 층화다단계 집락표집방법(Stratified Multi-stage Cluster Sampling)을 통하여 표본을 추출하였는데 2010년 기준 중학교1학년 패널 표본 크기는 2,351명이었으며, 총 7년간 동일 표본을 대상으로 추적조사를 진행하였다.
데이터처리
- 08 미만으로 적용하였다[18,19]. 또한 예측 적합도 지수인 Akaike Information Criterion (AIC), Bayesian Information Criterion (BIC)를 구하고, 우도비 검정(likelihood ratio test)으로 모형을 비교하였다.
- 본 연구에서 사용한 주요 변인의 빈도분석, 평균, 표준편차와 같은 기술통계치는 SPSS/WIN 24.0 프로그램을 이용하였다. 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상과 이에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위하여 R과 R Studio를 이용하였으며, 잠재성장모형(Latent growth modeling, LGM)을 적용하였다.
이론/모형
- 결측치는 약 34%로 종단연구에서 흔히 발생되며, 오차를 최소한으로 줄이고 최대한의 정보를 이용하기 위해 다중대체법(multiple imputation)을 사용하였다.
- 결측치는 약 34%로 종단연구에서 흔히 발생되며, 오차를 최소한으로 줄이고 최대한의 정보를 이용하기 위해 다중대체법(multiple imputation)을 사용하였다. 잠재성장모형의 적합도는 검증과 함께 Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Standardized Root Mean square Residual (SRMR) 지수를 이용하였다. 절대 적합도 지수인 검증의 경우 표본 크기의 영향을 받기 때문에 모형의 설명력과 간명성을 동시에 고려하는 CFI, TLI, RMSEA, SRMR 지수 또한 같이 고려하였으며, 적합도의 기준을 RMSEA가 .
- 0 프로그램을 이용하였다. 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상과 이에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위하여 R과 R Studio를 이용하였으며, 잠재성장모형(Latent growth modeling, LGM)을 적용하였다. 잠재성장모형은 반복측정치를 이용하여 두 잠재 변수인 ‘초기값’과 ‘기울기’로 개인 내 변화 패턴을 설명할 수 있으며, 개인 내 변화 패턴을 개인 특성 요인을 이용하여 설명할 수 있다.
성능/효과
- 1수준 모형에 추가한 시간 의존적 변수인 체육시간 중 운동시간과 좌식 여가활동시간이 해당 년도의 주관적 건강 상태에 미치는 영향을 분석한 결과, 매 학년의 체육시간 중 운동시간의 경로 계수가 모두 양수로 해당 년도의 주관적 건강 상태에 유의한 양의 영향을 미쳤다. 좌식 여가활동시간의 경우 1차년도가 해당 년도의 주관적 건강 상태에 유의한 음의 영향을 미쳤다(Table 3).
- 015), 학년의 변화에 따른 주관적 건강 상태의 변화 속도는 유의한 차이가 없었다. 가정의 경제적 수준의 평가의 경우 초기값에 유의한 영향을 미쳤으며, 청소년이 주관적 경제 수준이 높다고 생각할수록 주관적 건강상태가 유의하게 높았다(보통: b=.063, p=.019; 잘사는 편: b=.098, p=.004). 모의 근로 여부의 경우 주관적 건강 상태의 초기값에는 유의한 영향을 미치지 않았으나, 변화율에는 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(b=.
- 사회심리학적 요인 중 성적 만족도를 제외한 모든 변수가 주관적 건강 상태의 초기값 혹은 변화율에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 공격성은 초기값에 유의한 영향을 미쳤으며 공격성이 높을수록 주관적 건강 상태가 높은 것으로 나타났다(b=.061, p=.004). 우울, 스트레스, 자아탄력성, 자아존중감은 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율에 모두 유의한 영향을 미쳤다.
- 공격성은 평균 2.13±0.57점이었으며, 우울은 평균 1.94±0.61점, 스트레스는 평균 2.02±0.63점, 자아존중감은 평균 2.79±0.51점, 자아탄력성은 평균 2.90±0.45점으로 나타났다.
- 이는 건강 불평등에 관한 연구[2]에서도 소득이 건강 수준의 차이를 만드는 주요 원인이라는 것과 일치한다. 그러나 소득 수준은 초기값에 유의한 영향을 미치지 않았으며 소득 수준이 높을수록 주관적 건강 상태의 증가율이 작았다. 사회경제적 수준의 차이로 인한 건강 불평등의 경우 소득과 같은 객관적인 지표보다 주관적인 평가에 영향을 더 많이 받으므로 청소년 지도 및 상담 시 경제적 원인으로 인한 차별이나 집단 따돌림을 당하진 않는지 섬세한 접근이 필요할 것이다.
- 넷째, 사회심리학적 요인 중 공격성은 주관적 건강 상태의 초기값에 영향을 미쳤으며 우울, 스트레스, 자아존중감, 자아탄력성은 초기값과 일차변화율 모두에 유의한 영향을 미쳤다. 청소년의 공격성이 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 높았다.
- 45점으로 나타났다. 년도에 따른 평균 좌식 여가활동시간은 2차년도까지 증가하다가 3~5차년도까지 감소하고, 6차년도에 증가하는 양상을 보였다.
- 다섯째, 주관적 건강 상태 및 사회경제적 요인과 심리적 요인 등 관련 요인의 초기값과 일차변화율의 관계가 부적으로 나타났는데, 이러한 현상은 잠재성장모형 연구에서 자주 발생하는 현상이다[28]. 초기값과 일차변화율의 방향이 상반된 것은 중학교 1학년 때에는 불리한 사회경제적 조건과 심리적 요인으로 인하여 건강 상태의 초기값이 낮지만 이후 변화율에서는 반대로 그 차이가 줄어드는 방향으로 작용하는 것을 의미한다.
- 둘째, 시간 의존적 변수에 해당하는 건강 행태 요인 중 운동시간이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세부적으로, 매 년도의 운동시간은 해당 년도의 주관적 건강 상태에 유의한 양의 영향을 미쳤다.
- 81로 일차함수모형이 가장 낮은 값을 보였다. 또한 우도비 검정 결과 일차함수모형이 다른 두 모형에 비해 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 형태에 가장 적합하였다.
- 01씩 주관적인 건강 상태가 증가한다는 것을 알 수 있다. 또한 주관적 건강 상태의 초기값의 분산은 0.18, 일차변화율의 분산은 0.01이며 모두 유의한 것으로 나타났다. 즉, 청소년의 초기값과 변화 정도가 개인에 따라 유의하게 차이가 있으므로 변수를 투입하여 개인차의 영향요인에 대한 분석이 필요하다.
- 이와 같은 결과는 공격성이 약할수록 건강 취약 집단이 될 가능성이 높으며, 청소년의 공격성 변인을 분노의 적절한 표출, 스트레스의 완충 작용과 같은 긍정적인 속성으로 해석한 Ahn과 Kim [4]의 연구와 일치한다. 또한 청소년이 우울하고 스트레스가 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 낮았으며, 시간의 변화에 따라 증가폭이 컸다. 반면, 청소년이 자아존중감과 자아탄력성이 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 높았고, 시간이 지남에 따라 증가폭이 작았다.
- 즉, 청소년의 초기값과 변화 정도가 개인에 따라 유의하게 차이가 있으므로 변수를 투입하여 개인차의 영향요인에 대한 분석이 필요하다. 또한 초기값과 일차변화율은 통계적으로 유의미한 음의 관계를 보였으며, 이는 청소년의 초기 주관적 건강 상태 수준이 높으면 년도별 선형 증가율이 낮게 예측되고 초기 주관적 건강 수준이 낮을수록 년도별 선형 증가율이 높게 예측됨을 의미한다.
- 청소년의 주관적 건강 상태 변화를 모형화하기 위하여 비조건성장모형을 먼저 확인하였다. 무성장모형, 일차함수모형, 이차함수모형의 주요 적합도 지수로(df), RMSEA, TLI, CFI를 산출한 결과 모두 TLI와 CFI 값이 .90를 넘고, RMSEA값이 .08 이하였으며, 이 중 일차함수모형의 RMSEA값이 .05로 가장 작았다. 좀 더 정확한 모형 선택을 위해 예측 적합도 지수인 AIC, BIC를 구한 결과, 무성장모형은 AIC=24,223.
- 또한 청소년이 우울하고 스트레스가 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 낮았으며, 시간의 변화에 따라 증가폭이 컸다. 반면, 청소년이 자아존중감과 자아탄력성이 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 높았고, 시간이 지남에 따라 증가폭이 작았다. 이는 초기값의 영향에 의한 상대적인 현상으로 볼 수 있으며[27] 자아존중감과 자아탄력성이 주관적 건강 상태에 음의 영향을 미친다고 해석할 수 없다.
- 사회심리학적 요인 중 성적 만족도를 제외한 모든 변수가 주관적 건강 상태의 초기값 혹은 변화율에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 사회적 경제적 요인 중 거주 지역, 주관적 경제 수준, 모의 근로 여부, 소득 수준이 주관적 건강 상태의 초기값과 변화율에 유의한 영향을 미치는 변수로 나타났다. 대도시를 기준으로 거주 지역이 도시인 경우에는 주관적 건강 상태의 초기값이나 변화 속도에 유의한 차이가 없었다.
- 둘째, 시간 의존적 변수에 해당하는 건강 행태 요인 중 운동시간이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세부적으로, 매 년도의 운동시간은 해당 년도의 주관적 건강 상태에 유의한 양의 영향을 미쳤다. 이는 청소년의 적극적인 운동참여는 긍정적인 신체상을 갖게 하고, 결과적으로 주관적인 건강 상태에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 선행연구[22]와 일치한다.
- 셋째, 사회경제적 요인 중 거주 지역, 주관적 경제 수준은 청소년의 주관적 건강 상태의 초기값에, 모의 근로 여부, 소득 수준은 일차변화율에 유의한 영향을 미쳤다. 대도시에 비해 농촌에 사는 경우 주관적 건강 상태의 초기값이 낮았으며, 이는 도시에 비해 농촌에 거주하는 청소년의 건강이 더 취약하다는 선행연구[23]와 일치한다.
- 즉, 청소년의 어머니가 직업을 갖고 근로하는 경우 그렇지 않은 경우에 비해 청소년의 주관적 건강 상태의 선형 증가 속도가 더 빨랐다. 소득 수준은 일차변화율에 유의한 영향을 미쳤는데(b=-.001, p=.040), 소득 수준이 높을수록 주관적 건강 상태의 감소폭이 유의하게 크다는 것을 의미한다(Table 4).
- 시간 독립적 변수인 개인적 요인, 사회적 요인, 사회심리학적 요인이 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율에 미치는 영향을 분석한 결과, 개인적 요인인 성별은 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율에 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 남자 청소년일 경우 여자에 비해 중학교 1학년 때 주관적 건강 상태가 낮지만(b=-.
- 본 연구는 청소년의 주관적 건강 상태의 변화 양상에 영향을 미치는 요인을 개인, 건강 행태, 사회경제적, 사회심리적으로 분석하여 건강 상태의 변화에 다양한 요인이 복합적으로 작용함을 분석함과 동시에 종단연구의 핵심인 시점에 따라 변화하는 독립 변수의 영향을 평가하였다. 연구결과, 청소년의 주관적 건강 상태는 중학교 1학년때부터 고등학교 3학년때까지 증가하는 선형 모형임을 알 수 있었으며, 운동시간의 증가가 주관적 건강의 향상에 기여한 반면, 좌식 여가활동시간이 증가할 경우 주관적 건강 수준이 감소하여 청소년에게 운동시간의 충분한 확보가 중요함을 시사하였다. 또한 청소년의 건강 불균형을 해소시키기 위한 효과적인 전략 수립을 위하여 사회인구학적인 객관적 조건과 더불어 사회경제적 요인, 심리적 요인 및 건강 행태 요인 등을 종합적으로 고려할 필요성을 확인하였다.
- 004). 우울, 스트레스, 자아탄력성, 자아존중감은 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율에 모두 유의한 영향을 미쳤다. 우울과 스트레스가 높을수록 초기값이 유의하게 낮았으나(우울: b=-.
- 자아존중감은 ‘나는 나에게 만족한다’를 포함한 10문항으로 구성되어 있으며, 4점 척도(① 매우 그렇다, ② 그런 편이다, ③ 그렇지 않은 편이다, ④ 전혀 그렇지 않다)로 조사되었다.
- 좀 더 정확한 모형 선택을 위해 예측 적합도 지수인 AIC, BIC를 구한 결과, 무성장모형은 AIC=24,223.97, BIC=24,269.60, 일차함수모형은 AIC=24,125.76, BIC=24,171.08, 이차함수모형은 AIC=24,125.93, BIC=24,178.81로 일차함수모형이 가장 낮은 값을 보였다.
- 006). 즉, 청소년의 어머니가 직업을 갖고 근로하는 경우 그렇지 않은 경우에 비해 청소년의 주관적 건강 상태의 선형 증가 속도가 더 빨랐다. 소득 수준은 일차변화율에 유의한 영향을 미쳤는데(b=-.
- 첫째, 개인적 요인 중 성별은 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율에 유의한 영향을 미쳤으며, 남학생이 여학생에 비해 주관적 건강 상태의 초기값이 낮았고, 일차변화율이 높았다. 이는 남자 청소년이 여자 청소년에 비해 건강이 취약할 확률이 더 높다고 보고한 선행연구[4]와 일치한다.
- 넷째, 사회심리학적 요인 중 공격성은 주관적 건강 상태의 초기값에 영향을 미쳤으며 우울, 스트레스, 자아존중감, 자아탄력성은 초기값과 일차변화율 모두에 유의한 영향을 미쳤다. 청소년의 공격성이 높을수록 주관적 건강 상태의 초기값이 높았다. 이와 같은 결과는 공격성이 약할수록 건강 취약 집단이 될 가능성이 높으며, 청소년의 공격성 변인을 분노의 적절한 표출, 스트레스의 완충 작용과 같은 긍정적인 속성으로 해석한 Ahn과 Kim [4]의 연구와 일치한다.
- 일차함수모형을 기반으로 비조건성장모형을 분석한 결과는 Table 2와 같다. 초기값의 평균은 2.18, 일차변화율의 평균은 0.01로 나타나 1차년도의 주관적 건강 상태의 평균은 2.18이며, 매 해마다 0.01씩 주관적인 건강 상태가 증가한다는 것을 알 수 있다. 또한 주관적 건강 상태의 초기값의 분산은 0.
- 시간 독립적 변수인 청소년의 개인적 요인, 사회경제적 요인, 사회심리적 요인은 2수준, 시간 의존적 변수인 건강 행태 요인은 1수준에 변수를 투입하여 시간에 따른 청소년 주관적 건강 상태의 변화 양상에 영향을 미치는지 분석하였다. 최종 연구모형의 적합도를 확인한 결과 RMSEA는 .03, TLI는 .92, CFI는 .94이므로 모형이 적절하며, SRMR은 .02이므로 모형이 양호하다고 판단하였다(Figure 1).
- 특기할 점으로 주관적 건강 상태의 초기값과 일차변화율의 상관관계가 부적이었으며 또한 성별, 거주 지역, 자아탄력성 등 대부분의 독립 변수가 각각 초기값과 일차변화율에 미치는 영향이 상반된 것으로 나타났다.
후속연구
- 청소년의 주관적 건강 상태를 파악 가능하지만 단일 문항으로 청소년의 종합적인 건강 수준을 평가하기에는 한계가 있다. 다면적으로 청소년의 건강 수준을 측정한 문항을 이용한다면 심층적이고 다양한 결과를 도출할 수 있을 것이다. 또한 건강 행태 요인을 제외한 일부 독립 변수가 매 년도에 연속적으로 측정되지 못하였으므로 시간 의존적 변수일 수 있음에도 불구하고, 시간 독립적 변수로 가정하고 분석하였다.
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