[ Article ]

Korean Journal of Human Ecology - Vol. 26, No. 3, pp.171-185

ISSN: 1226-0851 (Print) 2234-3768 (Online)

Print publication date 29 Jun 2017

Received 29 Nov 2016 Revised 27 Apr 2017 Accepted 17 May 2017

DOI: https://doi.org/10.5934/kjhe.2017.26.3.171

민주적 부모양육태도가 또래애착을 매개로 중학생의 자아정체감에 미치는 영향

임혜림^* ; 김서현^†

이화여자대학교 사회복지학과

The Effects of Democratic Parenting Attitude on Ego Identity of Middle School Students Mediated by Peer Attachment

Yim, Hye Rim^* ; Kim, Seo Hyun^†

Dept. of Social Welfare, Ewha Womans University

Correspondence to: ^†Kim, Seo Hyun E-mail: spiritus@ewhain.net Contributed by footnote: ^* First Author: Yim, Hye Rim

Abstract

The objective of this study was to examine the mediating effects of peer attachment(peer confidence and peer alienation) in the effects of democratic parenting attitude(parental affection and parental monitoring) on middle school students’ ego identity. For the study, 2,088 first grade middle schoolers’ data of Korea Children Youth Panel Study administered by National Youth Policy Institute were utilized. Structural equation modeling was used for data analysis. The results of the study were as follows: First, both parental affection and parental monitoring positively influenced the ego identity of middle school students. Second, both parental affection and parental monitoring had a positive effect on peer confidence and a negative effect on peer alienation. Third, peer confidence affected the ego identity of middle school students positively and peer alienation influenced it negatively. Fourth, the results of decomposition effect analysis revealed that parental affection and parental monitoring had statistically significant total and indirect effects on the middle schoolers’ ego identity. Based on the study results, practical implications to help the establishment and achievement of adolescents’ ego identity were suggested.

Keywords:

Ego Identity, Democratic Parenting Attitude, Peer Attachment, Middle School Student, Mediating Effect

키워드:

자아정체감, 민주적 부모양육태도, 또래애착, 중학생, 매개효과

Ⅰ. 서 론

자아정체감(ego identity)이란 인간이 자기 자신을 일관되게 자각하고 느끼는 것으로서, ‘나는 누구이며 어떠한 역할을 수행하고 앞으로의 인생을 어떻게 살아갈지’ 등에 관한 전반적 인지를 의미한다. 청소년기에는 생물학적 성숙과 사회적 발달이 활발히 진행되며, 인생 목표 수립과 존재감에 대한 갈등, 미래에의 고민과 불안을 경험하는 과정에서 자아구조를 통합하게 된다. 전 생애적 관점에서 볼 때 사춘기 전후는 성숙한 인격을 비롯하여 건강한 자아정체감을 형성하는 최적의 시기라 할 수 있다(Erikson, 1956, 1963; Lee & Park, 2011; Marcia, 1980; Park et al., 2011). 청소년의 자아정체감은 정신건강, 대인관계, 진로성숙, 직업선택 등 발달 전반에 연관된다. 청소년기에는 가정환경에서 민주적 부모양육태도를 바탕으로 부모와의 안정된 관계 형성과 긍정적 상호작용을 하고, 가정 밖 환경에서도 또래애착을 토대로 자아의 역할 인지와 개념확립을 해야 한다(Chung, 2015; Moon & Choi, 2008).

그러나 상당수의 청소년들은 부모와의 대화 부족, 높은 생활스트레스, 또래관계의 어려움 등 심각한 발달위기를 경험하고 있다(Ministry of Gender Equality, 2015). 저연령 청소년들조차 자신을 ‘공부하는 기계’로 여길 정도로 학업 부담과 경쟁 심화가 일상의 중심을 차지하는 최근에는 사춘기가 시작되는 중학생 시기의 자아정체감 관련 발달위기가 더욱 빈번히 목격된다(Park, 2016). 인터넷 매체발전, 휴대전화 의존 등으로 인해 타자와의 안정된 관계 형성을 힘들어하고 대인관계에서도 역할 혼미를 호소하는 이들이 급증하고 있다(Chang et al., 2012; Lee & Park, 2011). 일부 매체에서는 SNS 세대인 중학생들이 학기 시작 전부터 사이버 공간에서 친구 사귀기에 공포를 느끼며 실제 세계에서도 유의미한 타자와 애착을 형성하는 것을 어려워하는 현실을 보도하였다(Kim & Koo, 2017). 부모 역시 청소년이 인격적 존중을 경험하고 건강한 성인으로 자라도록 양육해야 하지만, 부모-자녀 간 대화 시간 자체가 부족한 것으로 나타나는 등 자아정체감 발달을 위해 필요한 민주적 양육이 충분히 이루어지지 못하기도 한다(Ministry of Gender Equality, 2015). 관계성 발달보다는 능력을 서열화하고 학교 공부만을 우선시하는 사회 분위기 하에서 청소년기 자아정체감 성취에 대한 다체계적 차원에서의 강조와 지원 역시 미흡한 실정이다.

자아정체감 발달은 청소년기 행복과 안녕감 증진에 핵심이다. 가정 및 또래환경에서의 긍정적 요인을 강화하여 자아정체감 성취를 도모하려는 목적의 연구가 더 필요한 까닭도 여기에 있다. Erikson(1956, 1963)이 인간 발달에 있어 자아정체성을 강조한 이래로 Marcia(1980)를 위시한 여러 학자들은 자아정체감 형성과 상태에 대해 관심을 가졌고, 한국에서도 자아정체성 발달 이론이 소개된 이후 현재까지 개인내적 요인이나 가정 및 또래환경 변인과 자아정체감 간 관련성이 경험적으로 규명된 바 있다(Moon & Choi, 2008; Park & Lee, 2014; Park & Yu, 2016; Song et al., 2010). 하지만 가정과 또래환경의 핵심 요인인 민주적 부모양육태도와 또래애착의 하위변인을 고려하여 자아정체감 발달을 지원할 방법을 세밀하게 논의한 경우는 많지 않다. 본 연구는 애정적, 감독적 부모양육태도가 자아정체감에 영향을 미치는 가운데 또래애착의 보호요인과 위험요인이 제3의 변인으로서 발달에 관여함을 입증하여 실천 전략 및 교육적 방향성을 제언한다는 데에 기존 연구와의 차별성이 있다.

본 연구는 1차적 생활환경에서의 민주적 부모양육태도를 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도로 구분하고, 2차적 환경으로 중요한 또래애착을 보호요인과 위험요인으로 나누어 여러 변수 간 구조적 관계를 세밀히 살펴보고자 한다. 청소년기에는 가정에서의 민주적 부모양육태도에 따라 자아정체감이 발달하지만, 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 청소년의 또래신뢰나 또래소외에도 관여하여 결과적으로는 자아정체감 발달에 유의미한 영향을 미칠 것으로 판단된다. 본 연구의 목적은 민주적 부모양육태도의 각 세부 요인인 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 또래애착의 보호요인인 또래신뢰와 위험요인인 또래소외를 매개로 중학생의 자아정체감에 미치는 영향에 대하여 구조방정식 모형 검증을 통해 살펴보는 것이다. 이를 토대로 청소년의 자아정체감 발달을 돕기 위한 근거 자료를 제시하고, 부모양육 및 교육 프로그램에의 실천적 제언을 하고자 한다. 연구문제는 민주적 부모양육태도(애정적 부모양육태도, 감독적 부모양육태도), 또래애착(또래신뢰, 또래소외), 중학생의 자아정체감 간 구조적 관계는 어떠한가?이다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 중학생의 자아정체감 발달과 민주적 부모양육태도의 영향

자아정체감은 인생의 총체적 맥락 하에서 개인적, 가정적, 사회적 측면의 현 상황과 지위를 연속적으로 인식하고 그 안에서 자아의 위치와 역할, 삶의 의미와 목표를 깨닫고 자각하는 것을 뜻한다(Erikson, 1963, 1968; Park et al., 2011; Song et al., 2010). 청소년기에는 ‘자아정체감 획득 대 역할혼미의 위기’에 관련한 발달을 수행하며, 이를 기반으로 인생의 방향을 설정하고 행복과 안녕을 느끼며 내적 확신과 주체성을 획득해야 한다(Erikson, 1963, 1968). 하지만 가족환경의 변화, 학업 중심의 일상생활, 사회적 불확실성 가중 등 급변하는 사회 분위기로 인해 이전과는 다른 욕구가 발생하고 있고(Park et al., 2016), 청소년들도 사회적 역할을 명확히 인식하고 인생 목표를 구체적으로 정립하기보다는 스스로에 대한 개념이나 존재감에 관해 복합적인 혼란을 경험하는 상황이다. 이 때문에 청소년의 자아정체감 유예나 상실의 현상도 심각하다. 청소년기의 발달위기는 인생에 대한 회의감과 역할혼란, 불안과 우울, 부정적 자아개념, 의존적 혹은 자기 비난적 성향, 관계적 측면의 불안정이나 비행행동과 같은 사회적 일탈문제 등으로도 파급될 우려가 크다(Lee & Park, 2011). 청소년들이 자아정체감 위기를 예방하고 대처할 수 있도록 관심이 시급하다.

자아정체감 발달에 관여하는 요인은 다양하지만, 1차적으로는 가정에서의 부모양육태도가 매우 중요하다. 중학생 시기에는 여전히 경제적, 정서적으로 부모에 의존하고 애착을 느끼기 때문에, 양육자의 태도와 행동이 발달에 포괄적으로 관여하게 된다(Chung, 2015; Meeus et al., 2002). 중학생들은 부모양육태도를 이전 시기보다 예민하고 민감하게 지각하는 경향이 크며, 평등하고 동등한 부모-자녀 관계를 요구하기도 한다(Park et al., 2011). 이는 부모가 민주적 방식으로 청소년의 전인격적 발달에 관여하는 것이 미래에의 확신, 목표 지향성, 사회성 및 능동성 등 내적 역량을 키우는데 효과적임을 함축한다(Yim et al., 2014). 부모가 발달에 적합한 양육태도를 갖추지 못하여 무관심 혹은 감정적으로 대응하거나 지도감독에 소홀하고 권위적인 모습을 보인다면, 발달이 급격하고 민감하게 진행되는 청소년기에 주체성, 주도성, 유능성 등 긍정적 특질을 키워나가기 어렵고 극단적인 경우 발달위기가 발생할 수 있다(Chang & Yang, 2007; Chung, 2015; DeAnna & Ming, 2013).

본 연구는 청소년의 자아정체감 발달을 지원하려는 목적에서, 애정, 지지, 상호공감에 기초하여 의사소통하며 일상생활을 관리감독하는 민주적 부모양육태도에 주목한다(Huh, 1999; Lim, 2013; Sohn et al., 2012). 민주적 부모양육태도가 청소년의 심리사회적 발달에 미치는 영향에 관한 중요성은 Baumrind(1971)를 위시한 여러 학자들에 의해 강조되었으며 최근 더욱 각광을 받고 있다(Chung, 2015; Huh, 1999; Lee, 2014; Park & Yu, 2016; Sohn et al., 2012). 권위적 양육보다는 상호권한에 기반을 둔 민주적 관계가 건강한 발달에 효과적이라는 학계의 시각을 비롯하여, 청소년 역시 훈육이나 과잉보호가 아닌 대화와 타협을 통한 상호존중적 가정 분위기를 선호하는 경향이 있다. 부모양육태도는 청소년이 상당히 오랜 기간에 걸쳐 지각하고 인지한 신념에 입각하여 형성되는데, 이를 어떻게 인지하는지는 실제 부모의 양육행동보다 청소년의 심리정서 발달에 큰 영향을 미치는 것으로 알려져 있다(Schaefer, 1965). 이에 근거하여 본 연구에서는 민주적 부모양육태도에 대한 청소년의 주관적 판단 정도를 활용하여 자아정체감에 미치는 영향을 살펴볼 것이다.

민주적 부모양육태도는 부모가 애정을 가지고 청소년 자녀의 생각과 느낌을 존중하며 적절하게 일상생활에 관여하면서 양육하는 것을 의미하며 다양한 특성으로 구성된다(Baumrind, 1971; Huh, 1999; Lim, 2013). 따라서 본 연구에서는 민주적 부모양육태도를 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도라는 대표적 하위변인으로 구분하여 분석할 것이다(Sohn et al., 2012; Yim et al., 2014). 애정적 부모양육태도는 사랑과 친밀감을 표현하며 융통성 있고 합리적인 기준과 설명을 바탕으로 자녀와 교감하면서 양육하는 것이고(Sohn et al., 2012), 감독적 부모양육태도는 부모가 자녀의 학교 내·외에서의 적응이나 교우관계 등에 대하여 관심을 가지고 관리감독하며 양육하는 것을 의미한다(Yim et al., 2014). 선행연구에서는 민주적 부모양육태도가 청소년의 자아정체감 성취에 긍정적 영향을 미친다는 사실에 대해 일관적으로 보고하였다(Huh, 1999; Kim, 2011; Park & Lee, 2014; Song et al., 2010). 구체적으로, 사랑과 애착에 기반 한 애정적 부모양육태도는 청소년이 긍정적 자아개념을 형성하고 스스로를 가치있는 존재로 여기도록 하여 자아정체감 발달에 효과적이라고 하였다(Kim & Kim, 2016). 또한, 자녀의 일상생활에 대한 인지, 행동의 지도감독 및 활동에의 지지를 의미하는 감독적 부모양육태도는 청소년의 문제행동을 줄이고 심리사회적 안정을 형성하여 자아정체감 발달에 영향을 미친다고 하였다(Chang & Yang, 2007; Lee, 2014; Park & Yu, 2016).

이처럼 여러 연구에서 부모양육태도를 구성하는 요소가 다양함을 보고하였으나(Chang & Chung, 2013), 다양한 변인 간 구조적 관계 검증을 통해 자아정체감에 미치는 차별적 영향을 살펴본 경우는 많지 않다. 예를 들어, DeAnna와 Ming(2013)은 민주적 부모양육태도의 구성요인을 합산하여 부모가 충분히 애정을 표현하며 일상을 적절히 관리감독하면서 양육할수록 자녀의 심리사회적 발달이 긍정적으로 이루어질 가능성이 높다고 하였고, Huh(1999)는 애정적, 감독적 부모양육태도를 포함한 부모양육태도가 긍정적일수록 청소년의 자아정체감이 발달한다고 하였다. 또한 Park과 Lee(2014)는 부정적 부모양육태도가 자아정체감 발달의 지연을 초래할 가능성이 높음을 보고하였고, Lee(2014), Park과 Yu(2016)는 민주적 부모양육태도의 하위변인인 감독적 부모양육태도가 청소년의 심리사회적 발달에 미치는 영향을 규명하였다. 이에 따라 본 연구는 민주적 부모양육태도와 중학생의 자아정체감 간 관계를 보다 엄격하게 검증하기 위하여, 하위변인인 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 각기 다른 경로로 자아정체감에 정적(+) 영향을 미칠 것이라고 가설을 수립하였다.

2. 민주적 부모양육태도와 또래애착 간 관계

청소년기에는 사회적 행동 범위가 확장되면서 또래관계 속에서 자아의 위치를 탐색하는 동시에 이들로부터의 평가와 수용을 중시하게 된다(Newman & Newman, 2001). 또래란 유사한 성숙수준이나 발달단계를 보이며 심리정서적 지지와 소통의 역할을 하는 이들로서(An & Lee, 2009; Chung, 2015), 중학생이 되면 부모에 대한 심리적 분리가 진행되어 애착의 대상이 또래로 이동하는 경향이 확대된다(Kim et al., 2013). 일반적으로 애착은 양육자와의 관계를 통해 획득한 유대감을 바탕으로 타인들과도 신뢰와 친밀함을 갖게 되는 것을 의미하는데(Bowlby, 1982), 또래애착은 또래와 감정이나 사고를 공유하며 친밀하게 의사소통하고, 소외되지 않으면서 안정감, 유대감, 소속감 등을 인식하는 것을 뜻한다. 특히 청소년기에는 또래신뢰와 또래소외의 양면적 특질이 강하게 나타난다. 또래신뢰는 안정된 우정, 애정, 믿음, 지지를 지각하는 것이며, 또래소외는 또래로부터의 분리나 거부, 차단, 불안정함을 경험하는 것이다. 또래신뢰와 또래애착의 경험은 청소년의 주관적 인지에 그치지 않고 성인기 대인관계에도 지속적으로 영향을 미친다(Choi et al, 2015).

선행연구에서는 청소년기에 또래애착이 강해지는 것이 사실이나, 또래애착의 발달 정도에는 가정에서의 부모양육태도가 핵심적인 영향을 미친다고 하였다(Chang & Chung, 2013; Chang & Yang, 2007; Lim, 2013; Song et al., 2009; Song & Lee, 2011). 즉, 중학생이 되면 친구들과 보내는 시간이 증가하고 또래관계가 일상생활에서 차지하는 비중이 커지지만, 현실적으로는 아직 부모에 의존하고 있기 때문에 청소년이 사회적 존재로 성장하고 심리사회적 발달을 이루는데 발달단계적 특성에 맞는 양육이 중요하다는 것이다(Chang et al, 2012). 부모양육태도와 청소년의 또래애착 간 관계를 규명한 기존 연구들을 간략히 살펴보면, Song et al.(2009)은 긍정적 부모양육태도가 또래괴롭힘 등의 문제 상황이나 전반적인 교우관계에 영향을 미친다고 하였고, Chang과 Yang(2007)은 감독적 부모양육태도가 긍정적 대인관계의 형성을 돕는다고 하였다. An과 Lee(2009)는 부모가 자녀의 행동이나 욕구에 민감하게 반응하고 관리감독하면 부정적 또래관계를 경험할 가능성이 줄어든다고 하였고, Kim et al.(2013), Lee et al.(2012) 등도 애정적, 비강압적, 관리감독적 부모양육태도가 또래관계에 긍정적으로 작용한다는 점을 규명하였다. 이처럼 다수의 기존 연구는 부모가 발달에의 조력자로서 민주적 부모양육태도를 토대로 일상생활에 도움을 주고 애정적 지지를 표현하는 것이 또래애착 향상에 영향을 준다고 하였다.

단, 선행연구에서는 민주적 부모양육태도 하위변인의 차별적 영향력을 고려하지 않았거나, 애정적 혹은 감독적 부모양육태도 중 어느 한 변인의 또래애착에 대한 영향에 더 크게 관심을 보였다. 그중에서 또래애착의 보호요인과 위험요인을 동시에 검증한 연구도 부족하다. 중학생의 발달위기를 예방하고 자아정체감 발달을 효과적으로 지원하기 위해서 부모양육태도가 가정 밖 중요 대인관계인 또래요인에 미치는 실질적인 영향력을 고려해야 하지만(Laible et al., 2000), 최근까지도 우리 사회에는 또래애착이 높은 것이 학업수행에 부담이나 방해가 된다고 보는 시각이 상당하여 다른 변인에 비해 상대적으로 연구가 적은 편이다(Doh et al., 2015). 그러나 민주적 부모양육태도를 구성하는 변인의 특성이 구별될 뿐만 아니라 또래신뢰나 또래소외의 특성이 구분되므로, 각각의 하위변인을 고려하여 실천 전략을 논의해야 한다(Kim et al., 2017). 청소년이 애정적, 감독적 부모양육태도를 인지하는 정도에 따라 또래애착 중에서도 또래신뢰의 긍정성이나 또래소외라는 부정성을 경험하는 정도가 달라질 수 있을 것이다(An & Lee, 2009; Chang et al., 2012; Chang & Yang, 2007; Kim et al., 2013; Lee et al., 2012; Meeus et al., 2002; Song et al., 2009). 이에 따라 본 연구에서는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 각각 청소년의 또래애착에 영향을 미치며, 이때 두 변인은 보호요인인 또래신뢰와 위험요인인 또래소외에 대하여 차별적 경로로 영향을 미칠 것이라고 예측하였다.

3. 또래애착과 중학생의 자아정체감 간 관계

중학생이 되면 이전보다 또래로부터 더 많은 영향을 받게 되어 또래애착이 심리사회적으로 내재화되고, 이는 가치관이나 정서, 자아개념에도 큰 영향을 미치게 된다(Ahn et al., 2014; Chang et al., 2012; Newman & Newman, 2001). 청소년은 또래관계 안에서 스스로를 단일한 존재로 인식하며 자아를 통합적으로 바라보게 된다(Erikson, 1968). 또래신뢰나 또래소외를 느끼는 가운데 스스로의 위치와 역할을 탐색하고 규정하며 고민하기도 한다. 즉, 또래애착은 청소년의 건강한 발달 정도를 예측하는 중요한 변인이며(Kim et al., 2017), 자아정체감 형성과도 밀접한 관련이 있다(Chung, 2015). 이 시기에 또래와 긍정적 상호관계를 맺고 원만하게 소통하며 안정되게 우정과 애착을 느끼는 청소년은 또래신뢰의 정도가 높게 나타나지만, 또래로부터의 분리나 거부, 고립과 외로움 등 차단된 감정을 경험하여 관계가 불안정하거나 친밀하지 못하다고 느끼는 경우 또래소외 정도가 높게 나타난다.

여러 연구에서는 또래신뢰 정도가 높을수록 자아정체감 성취의 가능성이 크며, 또래소외를 느낄수록 자아정체감 확립이 어려울 수 있다고 하였다(Choi et al., 2015; Park & Yu, 2016; Song & Lee, 2011; van Doeselaar et al., 2016). 예컨대, Park과 Yu(2016)는 또래애착이 건강한 사회성 발달의 기본이라고 하였고, Choi et al.(2015)은 또래를 신뢰하며 소외되지 않을수록 긍정적 자아 발달을 한다고 하였다. Song과 Lee(2011)도 청소년기에 또래수용 정도가 높으면 자신감이 증가한다고 하였고, van Doeselaar et al.(2016)은 또래애착의 양상이 청소년의 자아정체감 발달에 긴밀하게 관여한다고 하였다. 이처럼 선행연구를 통해 또래애착에 근거한 긍정적 상호작용과 안정감 형성, 의사소통과 의견교류, 소속감과 유대감 획득 등이 청소년의 자아정체감 확립에 직접적으로 영향을 미칠 가능성이 크다는 점을 확인할 수 있다. 그러나 또래신뢰와 또래소외로 또래애착을 세밀하게 구분하여 여러 변인들 간 구조적 관계를 검증한 경우는 많지 않으므로 본 연구에서 이를 구체적으로 살펴보고자 한다.

Chung(2015), Doh et al.(2015), Park et al.(2011) 등의 설명에서와 같이 청소년 발달에 미치는 또래신뢰와 또래소외의 영향력은 명확하게 구분될 것이다. 본 연구에서는 청소년이 또래신뢰를 높게 느낄수록 자기 자신에 대해서도 분명하고 긍정적인 자아정체감을 형성할 것이며, 또래소외를 더 많이 경험할수록 자아정체감 형성에 혼란을 느낄 가능성이 클 것으로 예측된다. 또래애착의 보호요인인 또래신뢰는 또래집단으로부터의 따돌림, 거부, 고립 등 대표적인 위험요인인 또래소외와 서로 다른 양상으로 청소년기 발달과업 성취에 영향을 미칠 가능성이 크기 때문에(Kim et al., 2017), 두 변인이 자아정체감에 대해 어떻게 매개효과를 보이는지 동시에 검증할 필요가 있다. 본 연구에서는 청소년의 자아정체감 발달에 또래신뢰는 정적(+)으로, 또래소외는 부적(-)으로 영향을 미칠 것이라고 가설을 수립하였다.

4. 민주적 부모양육태도, 또래애착, 중학생의 자아정체감 간 구조적 관계

중학교 시기에는 가정에서 부모의 관심과 애정을 바탕으로 자아정체감을 성취하는 것이 중요하며, 또래라는 중요한 환경 변인의 영향을 통해서도 심리사회적 발달을 이루는 것이 필요하다(Koo & Hwang, 2007; Park & Yu, 2016; Song & Lee, 2011). 충분한 애정, 온정적 분위기, 적절한 지도감독, 수용적인 의사소통으로 대하는 민주적 부모양육태도는 가정 밖에서의 청소년의 또 다른 중요한 요인인 또래관계에 역할모델로 작용하게 된다. 즉, 가정환경의 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도는 가정 밖에서의 또래신뢰 증가와 또래소외 감소에 영향을 미치게 되어 결과적으로는 청소년의 심리사회적 발달에 긍정적인 작용을 할 가능성이 높다(Kim & Ahn, 2013; Kim & Kim, 2016; Song et al., 2010; Yim et al., 2014). 이는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 또래애착에서의 보호요인과 위험요인에 서로 다른 경로로 영향을 미치며, 이때 청소년의 자아정체감에 또래애착의 각 하위변인이 매개효과를 보여 차별적으로 영향을 미칠 가능성이 높음을 예측하게 한다.

부모 및 또래변인, 청소년의 자아정체감 간 관계를 분석한 여러 연구를 바탕으로 볼 때(Kim & Kim, 2016; Lee, 2014; Meeus et al., 2002; Park & Yu, 2016; Song et al., 2010), 애정적, 감독적 부모양육태도가 자아정체감에 정적(+) 영향을 미칠 뿐만 아니라, 또래신뢰와 또래소외의 매개 역할을 통해서도 영향을 줄 가능성이 높을 것으로 판단된다. 단, 민주적 부모양육태도의 하위변인이 자아정체감에 미치는 영향에서 또래신뢰와 또래소외 각각을 매개변인으로 설정하여 구조적 관계를 검증한 연구는 찾기 힘들다. 따라서 본 연구에서는 민주적 부모양육태도나 또래애착을 하나의 변인으로 묶어 전체적 영향력을 살펴보지 않고, 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도, 또래신뢰와 또래소외가 각기 다른 정규분포를 보이는 변인임을 가정하여 연구모형을 검증할 것이다(Chang & Chung, 2013). 이는 앞서 고찰한 다수의 선행연구에 근거한 것으로, 민주적 부모양육태도, 또래애착의 각 세부 요인의 특성과 정도에 따라 자아정체감에 미치는 영향이 다를 수 있다고 판단하기 때문이다.

물론 선행연구에서 애정적, 감독적 부모양육태도가 또래 신뢰와 또래소외라는 제3의 변인을 매개로 청소년의 자아정체감에 미치는 영향 경로를 종합적으로 검증한 경우는 거의 없다. 그러나 민주적 부모양육태도를 하나의 변인으로 설정한 연구(DeAnna & Ming, 2013; Huh, 1999; Song et al., 2009), 애정적 혹은 감독적 부모양육태도의 어느 한 측면이 청소년 발달에 미치는 영향에 주목한 연구(Lee, 2014; Park & Yu, 2016) 등을 바탕으로 청소년의 자아정체감에 미치는 영향에 대해 예측해볼 수는 있다. 이에 따라, 본 연구는 애정적, 감독적 부모양육태도가 각각 자아정체감에 직접적으로도 영향을 미치지만, 또래신뢰와 또래소외를 매개로 하여 서로 다른 경로로도 자아정체감에 영향을 미칠 것이라는 가설을 수립하였다. 한편, 민주적 부모양육태도와 청소년의 자아정체감 간 관계(Park & Lee, 2014), 부모양육태도와 또래애착 간 관계(An & Lee, 2009; Kim et al., 2013), 청소년기 또래관계의 양상(Jewell & Brown, 2014) 등에 성차가 있고, 남자보다 여자 청소년의 또래애착 정도가 높으며(Ahn et al., 2014; Gullone & Robinson, 2005), 자아정체감의 발달 특성에도 성차가 발견된다는 결과(Kim, 2011; Kim & Kim, 2016; Koo & Hwang, 2007; Marcia, 1980; Park & Lee, 2014)가 있으므로 성별을 통제변수로 투입할 것이다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구에는 한국청소년정책연구원의 ‘한국 아동·청소년패널조사(Korea Children and Youth Panel Survey, KCYPS)’ 초4패널 4차년도 중학교 1학년 자료를 사용하였다. 원 자료는 2010년부터 전국적으로 다단계층화집락 표집 방식을 활용하여 조사한 종단적 패널자료로서 표본의 대표성이 충분하다. 설문조사에는 총 2,378명 청소년이 응답하였으며, 본 연구의 최종 연구대상은 모든 문항에 응답한 총 2,088명이 해당된다(남자 1,097명, 여자 991명). 한편, 중학교 1학년을 선택한 까닭은 다음과 같다. 중학생이 되면 청소년들은 이전과 다른 환경 안에서 신체급등과 사춘기를 경험하게 되며, 자아정체감 성취와 관련한 발달과업을 마주하게 된다(Erikson, 1963). 이때 청소년은 중학교 진학과 함께 학교환경에서 일상생활의 상당 시간을 보내게 되면서 부모에 대해 의지와 독립이라는 양가감정을 느끼게 되는 동시에, 또래관계의 비중 증가 등 관계성의 질적 변화도 경험한다(An & Lee, 2009; Kim et al., 2013). 즉, 중학교 1학년 시기에는 가정 내 온정과 합리성에 바탕을 둔 의사소통과 상호작용, 적절한 관리와 관여를 통한 부모양육태도가 중요하며, 이와 동시에 또래관계가 중학생의 자아정체감 획득에 지대한 영향을 미친다고 판단하여 최종 연구대상으로 선정하였다(Chang et al., 2012; Doh et al., 2015; Park et al., 2011).

2. 측정도구

1) 자아정체감

종속변수인 자아정체감은 Song(2008)의 척도를 수정 및 보완하여 사용하였다(National Youth Policy Institute, 2016). 원 문항은 4점 리커트 척도이며, ‘나는 뚜렷한 삶의 목표를 정해놓고 있다’, ‘나는 계획한 대로 일을 끝까지 실행한다’ 등 총 8문항이다. 점수가 높을수록 자아정체감 정도가 높은 것을 의미하도록 일부 문항을 역코딩하였다. 신뢰도 계수 Cronbach's α는 .584이다.

2) 민주적 부모양육태도 (애정적 부모양육태도, 감독적 부모양육태도)

독립변수인 민주적 부모양육태도는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도로 구성하였다. 측정에는 Huh(1999)의 문항을 활용하였다(National Youth Policy Institute, 2016). 원 문항은 4점 리커트 척도이다. 애정적 부모양육태도는 ‘내게 좋아한다는 표현을 하신다’, ‘나의 의견을 존중해 주신다’ 등 총 7문항이며, 감독적 부모양육태도는 ‘내가 방과 후에 어디에 가는지 알고 계신다’, ‘내가 시간을 어떻게 보내는지 알고 계신다’ 등 총 3문항이다. 본 연구에서는 점수가 높을수록 애정적, 감독적 부모양육태도의 정도가 높은 것을 의미하도록 모든 문항을 역코딩하였다. 신뢰도 계수 Cronbach's α는 애정적 부모양육태도 .872, 감독적 부모양육태도 .754이다.

3) 또래애착 (또래신뢰, 또래소외)

매개변수인 또래애착은 또래신뢰와 또래소외로 구성하였다. 또래애착은 Armsden과 Greenberg(1987)의 IPPA 척도를 번안 및 수정한 Kim(1995), Hwang(2010)의 문항을 사용하였으며(National Youth Policy Institute, 2016), 원 문항은 4점 리커트 척도이다. 또래신뢰는 ‘친구들은 나와 이야기를 나눌 때 내 생각을 존중해준다’, ‘친구들에게 내 고민과 문제에 대해 이야기 한다’ 등 총 6문항이다. 또래소외는 ‘친구들은 내가 요즘 어떻게 지내는지 잘 모른다’, ‘친구들과 함께 있어도 외롭고 혼자라는 느낌이 든다’ 등 총 3문항이다. 본 연구에서는 점수가 높을수록 또래신뢰와 또래소외의 정도가 높은 것을 의미하도록 모든 문항을 역코딩하여 분석하였다. 신뢰도 계수 Cronbach's α는 또래신뢰 .896, 또래소외 .741이다.

3. 분석방법

분석방법은 다음과 같다. 먼저, 변수의 기술통계 분석으로 표본의 정규성을 검증하였으며, 확인적 요인 분석을 통해 관측변수의 설명력을 살펴보았다. 다음으로, 변수 간 상관관계를 분석하였다. 그 다음 단계로는 구조방정식 모형 분석으로 변수 간의 영향 관계를 확인하였다. 이와 함께, 총효과와 총간접효과의 통계적 유의미성 검증을 위하여 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법으로 분석하였다. 끝으로, 개별간접효과의 통계적 유의미성 검증을 위해서 Sobel test를 하였다. 자료분석에는 PASW Statistics 18.0과 Amos 18.0 프로그램을 사용하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 측정모형 분석

먼저 표본의 정규성 검증을 위해 기술통계 분석을 수행하였다. 이때에는 왜도 ±3.0 이상, 첨도 ±8.0 이상인 경우를 표본의 극단이라고 보는 Kline(2010)의 기준에 근거하였으며, 분석결과 왜도의 절대값은 |0.81|, 첨도의 절대값은 |1.12|인 것으로 나타나 표본의 정규성 가정을 모두 충족하는 것을 확인하였다.

다음으로 잠재변수 내 관측변수의 설명력을 확인하고자 측정모형 분석을 하였다. 그 결과는 <Table 1>과 같다. 측정모형의 적합도에서 χ²은 800.449로 나타났다(df=80, p=.000). χ²은 표본의 크기에 민감하기 때문에 측정모형 적합도를 추가적으로 살펴보았으며, NFI .937, TLI .925, CFI .943, RMSEA .066으로 좋은 적합도인 것을 확인하였다. 관측변수의 요인적재량은 모두 통계적으로 유의미하였다(p<.001).

The results of confirmatory factor analysis

한편, 상관관계를 분석한 결과는 <Table 2>와 같다. 분석결과, 상관계수의 값은 ±.63 이하로 나타나 다중공선성의 발생 가능성이 낮은 것을 확인하였다.

The results of correlation analysis

2. 구조모형 분석

민주적 부모양육태도가 중학생의 자아정체감에 미치는 직접적인 영향을 확인하기 위하여 매개변수를 제외한 구조모형을 분석하였다. 이는 <Table 3>과 같다. 구조모형 분석결과, 애정적 부모양육태도(.163)와 감독적 부모양육태도(.290)가 중학생의 자아정체감에 모두 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<.001).

The results of model without mediating variable analysis

다음으로, 매개변수와 통제변수를 포함한 구조모형을 분석하였다. 그 결과는 [Figure 1], <Table 4>와 같다. 구조모형의 적합도를 살펴보면, χ²은 948.100이었고 이는 통계적으로 유의미하였다(df=91, p=.000). 모형적합도 NFI는 .926, TLI는 .911, CFI는 .932, RMSEA는 .067이었으며 좋은 모형적합도로 나타났다. 구조모형 분석에서는, 애정적 부모양육태도(.329, p<.001)와 감독적 부모양육태도(.226, p<.001)가 또래신뢰에 정적(+) 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 애정적 부모양육태도(-.085, p<.05)와 감독적 부모양육태도(-.174, p<.001)는 또래소외에 부적(-) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 중학생의 자아정체감에 대해 또래신뢰(.086, p<.05)는 정적(+) 영향을 미쳤으며, 또래소외(-.358, p<.001)는 부적(-) 영향을 미치는 것으로 나타났다.

[Figure 1]

Structural equation model analysis

The results of structural equation model analysis

한편, 매개변수를 포함한 모형에서 애정적 부모양육태도가 중학생의 자아정체감에 미치는 영향은 통계적으로 유의미하지 않았다. 이는 애정적 부모양육태도와 중학생의 자아정체감 간 관계에서 또래신뢰와 또래소외가 완전매개의 효과가 있음을 의미한다. 또한 매개변수를 포함한 모형에서 감독적 부모양육태도는 중학생의 자아정체감에 정적(+) 영향을 미쳤으며(.218, p<.001), 매개변수를 제외한 모형에서의 경우보다 감독적 부모양육태도가 중학생의 자아정체감에 미치는 영향의 크기가 감소하는 것으로 나타났다. 이는 감독적 부모양육태도와 중학생의 자아정체감 간 관계에서 또래신뢰와 또래소외가 부분매개의 역할을 하는 것을 의미한다.

3. 효과분해 분석

구조방정식 모형 분석결과에 따라 효과분해를 하였다. 그 결과는 <Table 5>와 같다. 효과분해에서는 총효과와 총간접효과의 통계적 유의성 검증을 위해 부트스트래핑 방법의 재표집 1,000회를 실시하였고, 개별간접효과의 통계적 유의성을 확인하고자 Sobel test를 하였다. 분석에 따르면, 애정적 부모양육태도(.143, p<.05), 감독적 부모양육태도(.300, p<.01)가 자아정체감에 미치는 영향에서 총효과는 통계적으로 모두 유의미하였다. 애정적 부모양육태도(.058, p<.01), 감독적 부모양육태도(.082, p<.001)가 자아정체감에 미치는 영향에서 또래애착의 총간접효과도 통계적으로 모두 유의미하였다. 개별간접효과 분석에서는 애정적 부모양육태도가 자아정체감에 미치는 영향에서 또래신뢰(.028, p<.05), 또래소외(.030, p<.05)의 간접효과가 통계적으로 모두 유의미하였고, 감독적 부모양육태도가 자아정체감에 미치는 영향에서 또래신뢰(.020, p<.05), 또래소외(.062, p<.001)의 간접효과도 통계적으로 모두 유의미하였다. 상대적 영향력 비교에서는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도 모두 또래신뢰보다 또래소외가 자아정체감에 미치는 영향에서의 간접효과 크기가 큰 것으로 나타났다.

The results of decomposition effects analysis(Standard coeff.)

Ⅴ. 결론

본 연구에서는 중학생의 자아정체감 발달에 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도라는 민주적 부모양육태도의 요인이 중요한 영향을 미친다는 사실을 경험적으로 입증하였으며, 이때 또래애착 중에서 또래신뢰와 또래소외가 매개변인으로 자아정체감 증가에 차별적인 효과를 보인다는 사실을 구조방정식 모형 분석을 통해 규명하였다. 연구결과를 요약하고 그에 따른 실천 방안을 제언하면 다음과 같다.

먼저 연구결과를 정리하고자 한다. 첫째, 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도는 중학생의 자아정체감에 정적(+) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 민주적 부모양육태도가 청소년의 자아정체감에 긍정적 영향을 미친다고 본 Huh(1999), Lee(2014), Meeus et al.(2002), Park과 Yu(2016) 등의 연구를 지지하며, Kim(2011), Park과 Lee(2014), Song et al.(2010) 등의 결과와 같은 맥락에서 살펴볼 수 있다.

둘째, 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도는 모두 또래신뢰에 정적(+) 영향을, 또래소외에 대해서는 부적(-) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 민주적 부모양육태도가 청소년의 또래애착 정도에 영향을 미친다는 것을 보여주는 결과로서, An과 Lee(2009), Chang과 Yang(2007), Chang et al.(2012), Kim et al.(2013), Lee et al.(2012), Song et al.(2009) 등 민주적 부모양육태도가 가정 밖의 또래관계 경험에 영향을 미친다는 사실을 규명한 다수의 연구결과를 재확인한 것이다.

셋째, 중학생의 자아정체감에 대해 또래신뢰는 정적(+)으로, 또래소외는 부적(-)으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 또래애착이 자아정체감에 정적(+) 영향을 준다고 본 Choi et al.(2015), Park과 Yu(2016), Song과 Lee(2011), van Doeselaar et al.(2016) 등의 연구를 지지하며, 청소년 초기에 가정 이외의 환경에서 또래신뢰를 높게 쌓고 또래소외를 적게 경험할수록 자아정체감 획득이 유리함을 뜻한다.

넷째, 민주적 부모양육태도와 중학생의 자아정체감 간 관계에서 또래애착이 매개효과를 보였다. 이 결과는 Kim과 Ahn(2013), Kim과 Kim(2016), Song et al.(2010) 등의 연구와 관련 있다. 특히 매개변수를 포함한 모형에서 애정적 부모양육태도와 자아정체감 간 관계를 또래신뢰와 또래소외가 완전매개 하였고, 감독적 부모양육태도와 자아정체감 간 관계에서는 또래신뢰와 또래소외가 부분매개의 역할을 하였다.

다섯째, 효과분해 결과 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 중학생의 자아정체감에 미치는 영향에서의 총효과, 또래애착의 총간접효과 및 개별간접효과가 모두 통계적으로 유의미하였다. 구체적으로, 개별간접효과의 크기 비교 결과에서는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도 모두 자아정체감에 미치는 영향에서 또래소외의 간접효과가 또래신뢰의 경우보다 크게 나타났다. 이것은 애정적, 감독적 부모양육태도의 정도가 증가할수록 청소년이 긍정적으로 또래애착을 형성할 가능성이 높아지지만, 그중에서도 또래소외의 정도를 더 크게 감소시키게 되어 결과적으로는 중학생의 자아정체감이 발달할 가능성이 높아짐을 의미한다. 또한, 전체 개별간접효과 중에서 감독적 부모양육태도와 자아정체감 간 관계에서의 또래소외의 크기가 가장 큰 것으로 나타났다. 이는 본 연구에서 새롭게 규명한 점으로서, 민주적 부모양육태도 중에서도 적절하게 일상생활에 관심을 보이며 관리하는 감독적 부모양육태도가 청소년기 또래애착의 부정적 측면인 또래소외의 가능성을 줄여 건강한 자아정체감을 지원하는 데에 가장 효과적일 수 있음을 보여주는 결과이다.

다음은 연구결과를 바탕으로 중학생의 자아정체감 발달을 위해 실천 방안을 제언하고자 한다. 첫째, 본 연구는 중학생의 자아정체감 발달에 대하여 구체적으로 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 효과적임을 확인하였다. 즉, 애정과 지지의 표현과 합리적 설명을 통한 애정적 부모양육태도를 비롯하여, 청소년의 독립성을 인정하면서 원활한 상호소통, 조언과 지도를 하는 감독적 부모양육태도가 모두 중학생의 자아정체감 발달에 효과적이었다. 이는 자아정체감 성취를 위해 민주적 부모양육태도의 세부 특성인 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도를 상황에 알맞게 적용해야함을 의미한다. 그러나 교육이나 상담 프로그램에서 애정과 관리감독에 근거하여 자녀를 돌보고 지원하는 방법을 알리거나 정보 제공을 하는 경우는 부족하며, 청소년의 발달에 민주적 부모-자녀관계가 중요하다고 보면서도 가정에서는 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도의 구체적 내용 및 수행 전략을 구별하여 적용하기는 쉽지 않다. 본 연구에서는 애정적, 감독적 부모양육태도의 각 특성에 차이가 있으며 청소년의 자아정체감에도 독립된 영향을 미치는 것으로 나타났으므로, 청소년의 자아정체감 발달에 대한 민주적 부모양육태도의 하위변인별 역할과 적용방법을 부모교육, 가족상담, 가족생활 지원 및 관계개선 프로그램 등을 활용하여 구체적으로 알리고 발달과업 성취에 있어서의 함의를 강조해야 한다.

둘째, 본 연구에서는 애정적, 감독적 부모양육태도가 청소년의 또래신뢰를 높이고 또래소외를 낮출 가능성이 크다는 점을 규명하였다. 이는 부모가 자녀의 또래애착양상이나 친구관계에서 나타나는 갈등 문제에 관해서 애정적 관계를 바탕으로 상호호혜적으로 소통하며 지도감독하고 관리해야 함을 시사한다. 최근 청소년들의 친구 사귀기 어려움, 온·오프라인 집단따돌림 현상이나 또래로부터의 소외 문제, 관계 맺기의 기회부족 및 회피 등 발달위기는 심각한 사회적 문제로 지적되고 있지만, 가정에서 이에 효과적으로 대응하지 못하는 경우가 많다. 예컨대, 부모가 청소년의 또래문제에 대하여 적극적으로 의사소통하고 일상생활에 합리적으로 관여하기보다는, 학업에 방해가 된다는 이유로 또래애착을 제한하거나 지지하지 않기도 한다(Doh et al., 2015). 여기에는 부모가 청소년의 또래애착을 인정하고 관여함으로써 집단의 규칙이나 관계에서의 책임 준수를 자연스럽게 익히도록 양육해야 하나, 상황에 적합한 부모양육태도의 특성이나 구체적인 실천방법을 인지하지 못하는 까닭도 관련 있다. 본 연구에서는 애정적, 감독적 부모양육태도를 보일수록 청소년은 또래신뢰를 많이 경험하고 또래소외를 적게 느낄 가능성이 큰 것으로 나타났으므로, 부모는 애정을 가지고 자녀가 또래집단과 상호작용하고 또래신뢰를 느끼는 정도에 지속적으로 관심을 보이면서 일상생활을 지도감독해야 한다. 이와 더불어, 또래신뢰와 또래소외에 대한 애정적, 감독적 부모양육태도의 중요성을 교육하기 위해 학교와 지역사회환경 기반의 부모교육 실행을 확대하고 현재 운영 중인 프로그램의 내실을 점검해야 한다.

셋째, 본 연구에서는 또래신뢰가 높을수록, 그리고 또래소외를 낮게 경험할수록 중학생의 자아정체감의 정도가 높아지는 것을 확인하였다. 이 결과는 또래애착 정도가 증가할수록 청소년의 자아정체감 발달이 긍정적으로 이루어진다는 사실을 재확인한 것이며, 또래관계 개선 및 사회성 증진 프로그램의 개발과 제공에 있어서의 함의를 제시한다. 학업 중심의 일상생활에서 상당수의 청소년들은 사회적 관계 기술 발달이나 인성 함양의 기회를 갖지 못하고, 자아정체감을 적기에 획득하기를 포기하거나 발달과업 성취를 지연하고 있다. 그러나 자아정체감은 유의미한 타자와의 관계에서 안정적인 애착을 형성함으로써 획득이 가능하며, 또래소외와 같은 부정적 경험이 누적되면 발달과업 성취가 제한될 수 있으므로 또래애착 증진을 위한 더욱 적극적인 개입이 시급하다. 본 연구결과는 또래소외를 경험하는 청소년에 대한 예방적 차원의 상담 제공을 비롯하여, 학교 및 지역사회 내에서도 청소년의 건강한 사회정서적 발달 지원을 위해 또래관계 개선이나 의사소통 기술, 사회성 증진 등 다양한 프로그램의 확대가 필요함을 의미한다. 중학생 시기는 또래 동조성이 매우 높게 나타나며 또래애착을 통한 긍정성 경험이 사회적 존재로서의 발달에 중요하므로(Chang et al., 2012), 학교를 비롯하여 청소년심리상담센터, 지역사회복지관 등 이 시기 발달을 직접 지원하는 문화, 교육, 복지 유관 기관에서 프로그램의 확대를 제공함으로써 청소년의 전인격적 성장을 도와야 할 것이다.

넷째, 본 연구에서는 중학생의 자아정체감 발달에 대한 애정적 부모양육태도, 감독적 부모양육태도의 영향에서 또래신뢰와 또래소외의 매개효과가 각각 구별되는 경로로 진행된다는 점을 확인하였다. 이러한 결과에 따라 청소년의 자아정체감 발달을 위해 애정적, 감독적 부모양육태도를 적용하되 이때 매개변인인 또래신뢰, 또래소외의 효과에도 유념하여 청소년의 자아정체감을 전략적으로 향상시키는 것이 필요하다. 특히 본 연구에서는 애정적 부모양육태도는 직접적으로 중학생의 자아정체감 증가에 영향을 미치기보다 또래신뢰, 또래소외 각각의 완전매개 역할을 통해 간접적으로 자아정체감 증가에 영향을 주는 것으로 나타났다. 이와 동시에, 감독적 부모양육태도는 청소년의 자아정체감에 대하여 또래신뢰 및 또래소외의 부분매개 역할을 통해서도 영향을 미치고 있었다. 연구결과를 근거로 애정적 부모양육태도가 또래애착의 긍정적인 측면 강화로 이어져서 자아정체감 발달에 영향을 미칠 수 있게 양육하는 실천 전략을 적용하도록 제안한다. 또한 감독적 부모양육태도를 토대로 자아정체감을 증대시키는 것과 더불어, 또래신뢰 증가와 또래소외 감소를 위해 감독적 부모양육태도를 유지하여 자아정체감 함양을 돕는 전략도 수반되어야 한다.

다섯째, 본 연구에서는 애정적, 감독적 부모양육태도와 자아정체감 간 관계에서 또래신뢰와 또래소외가 매개효과를 보이는 가운데, 모든 매개변인의 영향 경로 중 감독적 부모양육태도가 또래소외를 매개로 자아정체감에 미치는 영향에서의 개별간접효과가 가장 큰 것으로 나타났다. 이처럼 본 연구에서는 감독적 부모양육태도가 또래신뢰를 높이고 또래소외를 줄이는데 효과적이며, 그 중에서도 또래소외를 낮추어 청소년의 건강한 자아정체감 발달을 돕는 역할을 한다는 사실을 새롭게 발견하였다. 즉, 적절한 관심과 관여, 지도감독이 기반인 감독적 부모양육태도를 전략적으로 적용하여 또래로부터의 소외나 고립의 문제를 더 효과적으로 예방 및 해결할 수 있다는 것이다. 중학교 시기에는 부모가 적절히 관리하고 관심을 표현하는 감독적 부모양육태도를 긍정적으로 인지할 가능성이 큰 편이지만(Chang et al., 2012), 감독적 부모양육태도가 자아정체감 발달에 미치는 영향에 대한 우리 사회의 인식 정도는 높지 않다. 한국문화의 특성상 부모-자녀 간 정서적 유대나 애착을 강조하는 것에 반해 평등이나 자율성에 입각한 감독적 부모양육태도의 중요성에는 덜 주목하였고, 이를 일상생활 간섭이나 권위적 통제와 유사하게 보고 정확한 특성에 대한 이해를 간과한 측면도 있다(Moon & Choi, 2008). 본 연구를 토대로, 청소년의 자아정체감 발달을 효과적으로 지원하도록 부모교육과 청소년 대상 특별 교육을 통해 감독적 부모양육태도의 중요성을 더욱 강조해야 할 것으로 사료된다.

마지막으로, 연구의 의의 및 한계를 살펴보고 후속 연구를 위해 제안하고자 한다. 본 연구는 청소년기 발달과업 수행의 핵심인 자아정체감 성취를 도모하기 위해 민주적 부모양육태도 중 애정적 부모양육태도와 감독적 부모양육태도가 또래신뢰, 또래소외를 매개로 중학생의 자아정체감에 차별적 영향을 미치는 경로를 구체적으로 입증하였으며, 경험적 근거 도출을 바탕으로 가정환경 내·외에서 청소년의 자아정체감 발달을 도울 수 있는 실천 전략을 제언하였다는 연구의 의의가 있다. 그러나 다음과 같은 한계가 있으므로 추후 연구를 통한 보완이 요청된다. 첫째, 본 연구에서는 중학교 1학년 시기 청소년의 자아정체감에 대한 변인들의 영향을 살펴보았기 때문에, 그 효과를 전체 발달단계에 일반화하기 위해서 여러 연령대의 청소년 집단을 대상으로 분석이 수행되어야 할 것이다. 둘째, 본 연구는 부모양육태도에 대해 청소년이 지각한 바를 측정하여 분석하였으나, 부 또는 모가 지각한 부모양육태도가 청소년의 자아정체감 발달에 미치는 영향이 이와는 다를 수 있으므로 후속연구를 통해 그 효과를 비교 분석할 필요가 있다. 끝으로, 청소년 각자의 고유한 삶의 맥락 속에서 자아정체감 발달에 관여하는 부모양육태도의 특질을 심층적으로 탐구하기 위하여 질적 연구의 수행이 요청된다.

Acknowledgments

이 논문은 2015학년도 이화여자대학교 대학원 장학금 지원에 의한 논문임.

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Latent Variable	Observed Variable	Standard Coefficient(Unstandard)	S.E.	t
＊＊＊p<.001
Ego Identity	Ego Identity 1	.310( .533)＊＊＊	.056	9.51
	Ego Identity 2	.544( .933)＊＊＊	.072	12.96
	Ego Identity 3	.503(1.000)	-	-
	Ego Identity 4	.472( .583)＊＊＊	.047	12.34
Parental Affection	Parental Affection 1	.789( .849)＊＊＊	.024	36.09
	Parental Affection 2	.826( .927)＊＊＊	.025	37.84
	Parental Affection 3	.836( .928)＊＊＊	.024	38.31
	Parental Affection 4	.760(1.000)	-	-
Parental Monitoring	Parental Monitoring 1	.836( .917)＊＊＊	.032	28.92
Parental Monitoring	Parental Monitoring 2	.802(1.000)	-	-
Peer Confidence	Peer Confidence 1	.807( .809)＊＊＊	.019	42.23
	Peer Confidence 2	.878(1.000)	-	-
	Peer Confidence 3	.823( .958)＊＊＊	.022	43.12
Peer Alienation	Peer Alienation 1	.667( .607)＊＊＊	.040	15.19
Peer Alienation	Peer Alienation 2	.945(1.000)	-	-

	1	2	3	4	5
1. Ego Identity 2. Parental Affection 3. Parental Monitoring 4. Peer Confidence 5. Peer Alienation ＊＊＊p<.001
1	-
2	.317＊＊＊	-
3	.373＊＊＊	.626＊＊＊	-
4	.299＊＊＊	.462＊＊＊	.426＊＊＊	-
5	-.441＊＊＊	-.177＊＊＊	-.219＊＊＊	-.288＊＊＊	-

Path	Standard Coefficient(Unstandard)	S.E.	t
＊＊＊p<.001
Parental Affection → Ego Identity	.163( .068)＊＊＊	.019	3.58
Parental Monitoring → Ego Identity	.290( .127)＊＊＊	.022	5.70

Path	Standard Coefficient(Unstandard)	S.E.	t
＊p<.05 ＊＊＊p<.001
Parental Affection → Ego Identity	.085( .056)	.030	1.89
Parental Monitoring → Ego Identity	.218( .152)＊＊＊	.033	4.63
Parental Affection → Peer Confidence	.329( .324)＊＊＊	.032	10.08
Parental Affection → Peer Alienation	-.085(-.127)＊	.051	-2.50
Parental Monitoring → Peer Confidence	.226( .231)＊＊＊	.034	6.79
Parental Monitoring → Peer Alienation	-.174(-.271)＊＊＊	.055	-4.95
Peer Confidence → Ego Identity	.086( .058)＊	.024	2.39
Peer Alienation → Ego Identity	-.358(-.160)＊＊＊	.019	-8.41

Path					Total Effect	Indirect Effect	Direct Effect
＊p<.05 ＊＊p<.01 ＊＊＊p<.001
Parental Affection	→	→	→	Ego Identity	.143＊	.058＊＊	.085
		Peer Confidence				.028＊
		Peer Alienation				.030＊
Parental Monitoring	→	→	→	Ego Identity	.300＊＊	.082＊＊＊	.218＊＊＊
		Peer Confidence				.020＊
		Peer Alienation				.062＊＊＊