우리나라 상당수의 아동⋅청소년들은 부모 혹은 보호자의 순기능적인 보호와 양육이 필요한 시기임에도 불구하고 학대와 방임의 위험에 노출되어 있다. 중앙아동보호전문기관(2012a)에 의하면 2011년 아동학대 신고건수가 10,146건으로 전년에 비해 10%이상 증가하였으며, 2011년 전체 아동학대로 판정된 사례 6,058건 중 아동학대를 가하는 행위자의 83.1%인 5,039건이 부모에 의해 발생하는 것으로 나타났다. 이 가운데서도 친부에 의해 발생하는 아동학대사례가 2,855건(47.1%), 친모에 의해 발생하는 아동학대사례가 1,936건(32.4%)으로 파악되었다. 또한 방임의 경우에도 부모에 의한 방임이 2,604건(89.2%)으로 나타나, 부모의 부정적인 양육행동인 학대 및 방임이 심각함을 알 수 있다. 실제로 부모로부터 방임 또는 학대를 경험함으로써 발생되는 문제는 아동의 성장과 더불어 가정의 문제로 국한되지 않고 청소년이 대부분 시간을 보내는 학교에서까지 부정적인 영향으로 나타난다. 즉, 방임 및 학대의 경험은 청소년의 학교생활에 있어서 부정적인 사고와 대인관계의 부조화, 학교폭력, 낮은 학업성취도, 과격하고 공격적인 행동 등을 야기하는 요인으로 보고되고 있다(김재엽⋅양혜원, 1998; 전대양, 2000; 엄명용, 2001; 김혜영⋅장화정, 2002; 조미숙, 2003; 김미숙⋅박명숙, 2004; 김정란, 2004; 나은숙⋅정익중⋅이봉주⋅김예성⋅김광혁, 2006; 김순규, 2007; 김광혁, 2009; 배화옥, 2010; 이호택, 2012). 이러한 결과는 방임과 학대의 피해경험이 학교생활적응에서의 어려움과 긍정적인 발달을 방해하는 요인으로 작용할 수 있음을 의미하는 것이다.

우리나라의 높은 교육열은 청소년들의 학업성적을 학교생활적응의 주요 요소로 간주하는 경향이 있다. 이러한 경향은 청소년 대상의 조사에서도 나타나고 있는데, 청소년기에 가장 고민하는 문제는 공부(38.6%)로 지적되었으며(통계청, 2012), 청소년기 스트레스의 원인으로 72.6%가 학업을 꼽고 있다(한국청소년정책연구원, 2010). 따라서 학업성적 및 학교생활적응은 청소년들의 주요한 발달과제이면서 청소년들의 주요 고민거리 혹은 스트레스의 원인이 된다고 할 수 있다. 이러한 가운데 아동학대 및 방임은 청소년의 학업성적 및 학교생활적응에 부정적인 영향을 미치는 요소로 작용할 가능성이 높다. 실제로 방임 및 학대가 학업성적과 학교적응에 미치는 영향을 살펴본 선행연구들(김민강, 2002; 김미숙⋅박명숙, 2004; 나은숙 외, 2006; 김광혁, 2009; 이선애, 2009; 이호택, 2012)을 보면 방임과 학대를 경험한 아동⋅청소년은 대인관계, 학교부적응, 학업성취도, 학업성적 등과 같은 다양한 영역에 역기능적으로 작용하여 후유증을 발생시킨다고 지적하였고, 부모나 성인의 보호와 적절한 지도 감독이 필요한 시기에 그러한 환경을 제공받지 못함으로써 우울과 불안 등 정서적 문제의 증가로도 연결될 수 있다고 설명하고 있다.

그러나 이러한 선행연구들과 다르게 방임 및 학대를 경험한 청소년이 모두 부적응적인 행동을 보이는 것은 아니라는 연구들이 존재한다. 학대를 경험하고도 청소년기나 성인기를 거쳐 올바르게 적응해나가는 경우가 있으며, 탄력성 이론에 근거한 개인 내외적 보호요인은 학대의 부정적인 영향이 최소화되어 적응적인 청소년기를 보낼 수 있다고 하였다(Cicchetti, Rogosch, & Holt, 1993; Perkins, Luster, & Jank, 2002; Daniel, Perkins, 2004). 최근 청소년을 방임과 학대로부터 보호해 주고 그로 인한 부정적인 영향을 감소시켜주는 요인으로 사회적 지지가 연구되고 있다는 것(장해영, 2005; 김영현, 2007; 김순규, 2007; 이태준⋅권정혜, 2007; 박상민, 2008; 좌문경, 2009)은 이러한 사실을 뒷받침해주는 것이라 할 수 있다. 즉, 방임과 학대를 비롯한 부모의 부정적인 양육이 청소년들의 삶과 인생에 부적인 영향을 미칠 수 있지만, 가족 이외의 환경적 조건들에 의해 청소년기의 학업성적 및 학교생활적응이 달라질 수 있음을 의미한다.

현재까지 학대 및 방임과 학교적응과 관련된 연구에서 개인적 요인(자기효능감, 자아존중감, 불안⋅우울, 공격성, 주의집중문제, 사회성 등)을 매개로 본 연구(정익중⋅박현성⋅구인회, 2006; 김영현, 2007; 배화옥, 2010; 송미령⋅이재연, 2011)들과 사회적 요인(민주적 양육태도, 사회적 지지)을 매개로 학교적응과 관련하여 본 연구(김영현, 2007; 정미란⋅오정수, 2010)들은 다수 존재하지만 학교성적과 관련하여 매개효과를 본 연구는 부족한 실정이다. 또한 학대와 관련된 대부분의 선행연구들은 학대로 인한 정서적, 신체적, 사회⋅행동적인 문제를 나열할 뿐 학대의 영향이 어떠한 방식으로 진행되는지에 대해 살펴본 연구는 전무한 실정이다(정익중⋅박현선⋅구인회, 2006). 즉, 청소년의 사회적 관계에 많은 영향을 미치는 방임과 학대의 부모양육태도는 학교성적에 단독으로 영향을 미칠 수도 있지만 두 변수들 사이에서 공유되는 사회적 요인에 의해서도 나타날 수 있음을 밝힐 필요가 있다. 또한 방임을 학대의 한 가지로 취급하여 진행된 연구들(예: 조미숙, 2003; 김미숙⋅박명숙, 2004; 나은숙 외, 2006; 김광혁, 2009; 배화옥, 2010; 송미령 ⋅이재연, 2011; 이호택, 2012)이 대다수인 점과 대중매체에서 신체학대, 성학대와 같은 자극적인 사례는 보도하고 있지만 방임은 중요한 사회문제로 인식하지 않고 있는 현재 실상(정익중, 2011), 방임과 학대가 행위, 유형, 특성, 표적아동, 아동 수, 기간 등에 상당한 차이가 있음에도 불구하고 방임과 학대를 구분하는데 있어서 모호성이 존재한다는 점(홍미⋅김효진, 2007) 등은 방임이 청소년의 학업성취에 주는 중장기적인 영향을 간과하게 한다. 따라서 본 연구는 청소년이 지각한 학대와 방임을 별도의 독립변수로 간주하여, 각각이 학업성적에 미치는 영향에 있어서 청소년의 사회적 지지체계인 교사 및 교우 관계가 매개역할을 하는지에 관심을 갖고 이를 검증하여 아동청소년 복지의 실천적, 정책적 함의를 모색하고자 하는 것이 목적이다. 이를 위해 본 연구에서는 ‘교사관계 및 교우관계는 학대 및 방임과 학업성적의 관계에서 매개효과를 가지는가?’를 연구문제로 설정하였다.

1) 방임과 학대 연구의 분리의 필요성

아동학대라 함은 아동복지법 제3조 제7호에서 ‘보호자를 포함한 성인이 아동의 건강 또는 복지를 해치거나 정상적 발달을 저해할 수 있는 신체적·정신적·성적 폭력이나 가혹행위를 하는 것과 아동의 보호자가 아동을 유기하거나 방임하는 것’이라 정의하고 있다. 즉, 아동학대는 신체, 정서, 성 학대로 구분되고 그 범주에 방임과 유기가 포함되어 포괄적으로 정의되어 있다고 볼 수 있으며(홍미⋅ 김효진, 2007), 방임은 소극적인 개념으로서 아동학대의 하나로 다루어지고 있음을 의미한다. 이는 방임과 학대에 대한 인식에서도 차이가 나타나는데 먼저 신체학대의 경우 다른 유형에 비해 일반인과 신고의무자 및 전문가 모두 98% 이상이 학대라고 인식할 만큼 대체로 높게 보고된(중앙아동보호전문기관, 2003; 이옥경 외, 2009; 노충래⋅정익중⋅전종설⋅김정화, 2012) 반면, 방임에 해당하는 항목인 ‘아이를 집에 혼자 방치한 행위’에 대해서는 일반인은 34.5%, 전문가는 대다수가 학대로 인식한다고 밝혀(Chan⋅Chow⋅Elliott, 2000; 노충래 2011 재인용) 학대와 방임에 대한 일반인과 전문가의 시각차이가 존재함을 알 수 있다.

한편, 중앙아동보호전문기관(2012b)에 따르면 2001년에서 2011년까지 아동학대로 판정하여 개입한 사례의 건수가 약 2.9배 증가하였으며, 2011년 한 해 동안 발생한 아동학대 사례별 발생건수 중 방임이 2,919건(32%)으로 전체학대의 약 1/3을 차지하는 것으로 나타났다. 이는 상당수의 아동이 학대의 상황만큼 방임에도 만성적으로 노출되어 있다는 것을 의미한다.

그러나 앞서 살펴본 선행연구들처럼 방임이 학대의 한 유형으로 포함되어 있는 경우가 대부분으로 방임과 직접적으로 관련된 연구들은 부족한 실정이다(좌문경, 2009). 또한 방임은 아동학대의 약 30%를 차지하고 있으나 학대보다 판정하기 어렵다는 고정관념 때문에 사회적 관심이 부족하고, 적극적인 연구나 개입의 대상도 아니었으며(정익중, 2011), 직접적인 가해행위로서 표면상에 노출됨에 따라 쉽게 발견되는 신체학대나 성학대에 비해 방임은 충분한 시간을 두고 지속적으로 관찰하지 않으면 발견하지 못하고 지나치기 쉬운 점(홍미⋅김효진, 2007)들은 방임을 학대와 별도의 중요한 문제로서 다루어져야 함을 시사한다. 또한 방임을 종속변수로 취급하여 이에 영향을 주는 요인을 분석한 연구(허영희⋅윤혜미, 2004; 구차순, 2007; 김현옥, 2007; 김현옥⋅김경호, 2011)와 독립변수로서 방임을 학대와 별도로 본 연구(나은숙 외, 2006; 나은숙⋅정익중, 2007; 김광혁, 2009)가 학대와 방임을 함께 본 연구 대비 부족한 실정이기 때문에 본 연구에서는 방임을 학대와 구분하여 각각의 영향을 분석하고자 한다.

2) 방임 및 학대가 성적에 미치는 영향

청소년 시기에 부모의 양육태도가 학교생활에 중대한 영향을 끼친다는 사실은 많은 연구들(예: 은희정, 2002; 김세원, 2003; 박연수, 2003; 김광혁, 2009; 이선애, 2009; 박병기⋅임신일, 2010)을 통해 이미 밝혀졌다. 청소년에게 있어서 가정은 건강한 자아상을 확립하고, 성인으로 성장하는 과정을 학습하는 장으로서 가정에서 행해지는 방임과 학대는 청소년들에게 다양한 부정적 후유증을 발생시키게 된다. 이는 부모의 방임과 학대가 청소년의 대인관계, 학교부적응, 정신건강 등에 영향을 미친다는 선행연구들(김민강, 2002; 조미숙, 2003; 김미숙⋅박명숙, 2004; 나은숙 외, 2006; 김광혁, 2009; 배화옥, 2010; 이호택, 2012)을 통해 알 수 있다.

최근 들어 부모양육태도와 부모자녀관계가 청소년 학업에 미치는 영향에 대한 관심이 높아지면서(이선애, 2009), 부적절한 양육태도인 방임 및 학대를 아동학대라는 포괄적인 개념으로 사용하여 청소년의 학업성적에 미치는 영향을 살펴보고자 하는 연구들이 진행되고 있다. 김미숙⋅박명숙(2004)은 아동의 학대경험이 학습능력을 저해하고 학업성취도를 낮추는 요인으로 밝힌 바 있으며, 김광혁(2009)은 아동학대 및 방임이 아동의 자아존중감과 우울 및 불안, 공격성, 비행 등에 부정적인 영향을 미쳐 학교생활이나 학업성적에까지 영향을 미치는 것으로 보고하고 있다. 또한 부부폭력 목격경험과 아동학대 경험을 포함한 이호택(2012)의 연구에서도 가정폭력 노출 경험이 있는 학생일수록 학업성적이 낮았으며, 이는 가정폭력 노출 경험이 부모와의 애착을 낮추고 낮은 부모애착은 학업성적을 낮추는 것으로 나타났다. 결과적으로 아동학대 경험과 가정폭력에의 노출 같은 외상적 경험들은 아동청소년들에게 정서행동상의 문제를 유발하고, 학교생활 및 학업성취에 부정적인 영향을 미친다고 할 수 있다.

한편 아동학대를 유형별로 나누어 살펴본 선행연구들은 학대와 방임이 미치는 영향이 다를 수 있음을 암시하고 있다. 예를 들어, 나은숙⋅정익중(2007)은 방임은 아동의 학업 성취에 직접적으로 부정적인 영향을 미치지만, 신체학대에 비해 정서학대와 방임이 아동의 학업성취에 많은 영향을 미치는 것으로 조사되었으며, 김민강(2002)은 정서학대가 교우관계에, 방임은 학교성적에만 영향을 미치고 있음을 제시하였다. 또한 송미령⋅이재연(2011)은 아동이 지각한 정서적 방임경험이 자아탄력성에 부적인 영향을 미치고 이는 학교적응에 유의미한 정적인 영향으로 이어진다고 보고하였다. 나아가 방임의 유형 중 교육적 방임만을 다룬 천세영⋅남미정(2000)의 연구에서는 교육적 방임으로 인해 아동의 학업성취 저하, 정신적성장의 영향과도 상관이 있다고 주장한 바 있다. 또한 보건복지부⋅중앙아동보호전문기관(2006)의 연구에서는 방임된 아동이 학습을 위한 준비가 잘 되어 있지 못하며, 부주의 하고, 비참여적이며, 창의성이 부족하고, 매일의 학업을 이해하는데 많은 어려움을 가지며, 학업수행평가 등에서 평균이하를 보이고 있다고 하였다. 그리고 중앙아동보호전문기관(2011)의 연구결과에 따르면 방임 아동이 학습문제에 어려움을 가지고 있고, 발달⋅신체 건강문제 역시 학대의 2배 정도 높은 것으로 조사되었다.

본 연구에서는 방임 및 학대와 학업성적의 관계에서 매개변수로 교사관계와 교우관계를 설정하고 이들이 두 변수 간에 매개역할을 하는지 한다면 그 효과는 어떤지 파악하고자 한다.

청소년의 중요한 생활의 장이자 학업으로 많은 시간을 보내는 곳인 학교에서 누가 가르치고 누구와 함께 배우는지는 개개인의 성장과 배움의 성격을 규정하는 중요한 요소이다. 즉, 교사와 학생, 학생과 학생은 일상의 상호작용 속에서 서로에게 영향을 주고받는 밀접한 환경체계이므로 청소년들에게 교사관계와 교우관계는 중요하다고 할 수 있다(김민성⋅신택수⋅허유성, 2012). 다시 말해, 학교에서 형성하는 타인과의 관계는 청소년 개인이 성장하고 발달하는데 중요한 영향을 줄 수 있으며, 학교적응에 직⋅간접적인 영향을 줄 수 있다. 한편 학교적응은 현실적으로 학생을 평가하는 중요한 기준이 되고 있는 동시에 학교에서의 적응 혹은 부적응을 잘 예측할 수 있는 변인으로 학업성적에 초점을 두고 있다. 특히 학업성적과 교사관계 및 교우관계의 역할이 중요해지면서 이와 관련된 연구들(예: Freiberg, 1999; 장해영, 2005; 이정은⋅조미형, 2007; 김민성⋅신택수, 2010; 김남희⋅김종백, 2011; 정운범, 2011)이 많이 이루어져왔다.

먼저 교사관계와 관련된 선행연구를 보면 학생과 교사와의 관계는 학생들의 학습동기를 상승시키고 학생들로 하여금 교사와 학교 교육에 대한 신뢰감을 증진시킴으로 학업능력의 향상을 가져온다(박선심, 2004). 또한 청소년이 교사와의 관계를 긍정적으로 지각할수록 학교생활에 적응을 잘하며(권영복, 2002), 교사가 지원적인 관계일수록 학생들의 학교만족도나 학습동기, 학업 성취도에 긍정적인 영향을 미치고 있음을 나타냈다. 중학교 1, 2학년을 대상으로 한 김남희⋅김종백 (2011)의 연구에서는 교사의 지지나 교사-학생의 애착관계가 수업참여를 촉진함으로써 학업성취에 영향을 미친다고 제시하였고, 김정화⋅김언주(2006)의 연구에서는 교사에 대한 신뢰가 높을수록 학교생활을 잘하게 되며 이러한 교사와의 신뢰관계는 청소년의 학업성취에 직접 영향을 미치거나 학습 동기나 자아존중감, 학급풍토 등과 같은 매개 변인을 통해 학업성취에 영향을 미침으로써 교사와의 신뢰관계는 직⋅간접적으로 청소년의 학업성취에 영향을 준다고 밝혔다(신종호⋅신태섭⋅권희경, 2004; 이숙정, 2006). 반면, 장해영(2005)과 정운범(2011)은 학생의 학업성취에 교사와의 관계가 미치는 영향이 거의 없다고 밝혀 앞선 연구결과들과는 일관되지 않은 결과를 보여주었다.

한편, 청소년의 일상생활에서 중심적인 인간관계이자 의미 있는 타인으로서 기능하는 교우관계의 경우 사회적 관계를 형성하고 유지하는데 매우 중요한 역할을 한다는 점에서 큰 의미를 가지고 있다(김은형, 2010). 김용길(2007)은 또래관계가 청소년의 학업성취를 증진시킨다고 보는 동시에 협력적인 또래관계는 더욱 적극적인 자세로 학습이 이루어지도록 한다고 제시하였다. 한편, 사회적 지지원으로서의 친구관계는 청소년들의 자아존중감에 긍정적으로 영향을 미치고(최정미⋅김미란, 2003; 구자경, 2004; 윤미선⋅이영옥, 2005), 결과적으로 진로(장선철, 2005)와 학업성적에 영향(이은해, 1991; 신종호⋅신태섭, 2006)을 준다. 하지만 문은식(2003)은 친구관계가 학교생활적응에 유의한 영향을 주지 않는다고 하였으며, 윤미선⋅이영옥(2005)과 고선주⋅이은희⋅황진숙⋅박숙희(2004), 이숙⋅남윤주(2004)는 친구관계가 비행이나 인터넷 중독과 같은 부정적인 영향요인과 작용하여 결과적으로 학업성적에 부정적으로 영향을 준다고 하였다.

방임과 학대와 관련한 연구들 중 김순규(2007)는 학대받은 아동에게 교사지지가 현실적으로 학생을 평가하는 중요한 기준이 되고 있는 동시에 학교에서의 적응혹은 부적응을 잘 예측할 수 있는 변인으로 학업성적에 초점을 두고 있다. 특히 학업성적과 교사관계 및 교우관계의 역할이 중요해지면서 이와 관련된 연구들(예: Freiberg, 1999; 장해영, 2005; 이정은⋅조미형, 2007; 김민성⋅신택수, 2010; 김남희⋅김종백, 2011; 정운범, 2011)이 많이 이루어져왔다.

먼저 교사관계와 관련된 선행연구를 보면 학생과 교사와의 관계는 학생들의 학습동기를 상승시키고 학생들로 하여금 교사와 학교 교육에 대한 신뢰감을 증진시킴으로 학업능력의 향상을 가져온다(박선심, 2004). 또한 청소년이 교사와의 관계를 긍정적으로 지각할수록 학교생활에 적응을 잘하며(권영복, 2002), 교사가 지원적인 관계일수록 학생들의 학교만족도나 학습동기, 학업 성취도에 긍정적인 영향을 미치고 있음을 나타냈다. 중학교 1, 2학년을 대상으로 한 김남희⋅김종백 (2011)의 연구에서는 교사의 지지나 교사-학생의 애착관계가 수업참여를 촉진함으로써 학업성취에 영향을 미친다고 제시하였고, 김정화⋅김언주(2006)의 연구에서는 교사에 대한 신뢰가 높을수록 학교생활을 잘하게 되며 이러한 교사와의 신뢰관계는 청소년의 학업성취에 직접 영향을 미치거나 학습 동기나 자아존중감, 학급풍토 등과 같은 매개 변인을 통해 학업성취에 영향을 미침으로써 교사와의 신뢰관계는 직⋅간접적으로 청소년의 학업성취에 영향을 준다고 밝혔다(신종호⋅신태섭⋅권희경, 2004; 이숙정, 2006). 반면, 장해영(2005)과 정운범(2011)은 학생의 학업성취에 교사와의 관계가 미치는 영향이 거의 없다고 밝혀 앞선 연구결과들과는 일관되지 않은 결과를 보여주었다.

한편, 청소년의 일상생활에서 중심적인 인간관계이자 의미 있는 타인으로서 기능하는 교우관계의 경우 사회적 관계를 형성하고 유지하는데 매우 중요한 역할을 한다는 점에서 큰 의미를 가지고 있다(김은형, 2010). 김용길(2007)은 또래관계가 청소년의 학업성취를 증진시킨다고 보는 동시에 협력적인 또래관계는 더욱 적극적인 자세로 학습이 이루어지도록 한다고 제시하였다. 한편, 사회적 지지원으로서의 친구관계는 청소년들의 자아존중감에 긍정적으로 영향을 미치고(최정미⋅김미란, 2003; 구자경, 2004; 윤미선⋅이영옥, 2005), 결과적으로 진로(장선철, 2005)와 학업성적에 영향(이은해, 1991; 신종호⋅신태섭, 2006)을 준다. 하지만 문은식(2003)은 친구관계가 학교생활적응에 유의한 영향을 주지 않는다고 하였으며, 윤미선⋅이영옥(2005)과 고선주⋅이은희⋅황진숙⋅박숙희(2004), 이숙⋅남윤주(2004)는 친구관계가 비행이나 인터넷 중독과 같은 부정적인 영향요인과 작용하여 결과적으로 학업성적에 부정적으로 영향을 준다고 하였다.

방임과 학대와 관련한 연구들 중 김순규(2007)는 학대받은 아동에게 교사지지가 포함된 보호요인이 적응유연성(학교적응유연성, 행동적응유연성, 정서적응유연성)에 유의미한 매개효과를 보이고, 이는 적응유연성에 미치는 아동학대의 부정적 영향을 상쇄시키는 요인으로 작용한다고 밝혔다. 또한 김영현(2007)은 학대경험의 보호요인(자아존중감, 민주적양육태도, 사회적지지)은 학대경험과 학교적응 사이에서 매개변수로 작용하여 교사관계와 교우관계, 학교수업, 학교규칙으로 이루어진 학교적응도를 높이는 것으로 보고하였다. 한편 박상민(2008)은 교사와 친구 지지가 각각 다른 매개효과를 나타내고 있다고 밝혔다. 즉, 학대경험이 친구지지를 매개로 하였을 경우 대인불안과 학교생활적응에 직접적인 영향을 미치는 동시에 부분적으로도 매개하고 있는 것으로 나타난 반면, 교사지지를 매개로 하였을 경우에는 대인불안을 제외한 학교생활적응에만 부분매개변수로서 작용한다고 밝혔다.

이상과 같은 논의를 바탕으로 본 연구에서는 청소년이 지각한 방임과 학대가 학업성취에 직접적인 영향을 미치면서 동시에 교사관계, 교우관계가 매개변인으로서 간접적인 영향을 미칠 것이라고 가정하여, 사회적 지지로서 교사관계와 교우관계가 매개역할을 하는지, 한다면 그 효과는 어떠한지 분석해보고자 한다.

본 연구는 한국청소년정책연구원에서 실시한 한국아동⋅청소년패널조사 2010(KCYPS: Korean Children and Youth Panel Survey 2010)의 중학교 1학년을 대상으로 한 2차 년도 패널자료를 활용하여 분석하였다. 한국아동⋅청소년패널조사 2010의 종단조사모형은 초1, 초4, 중1의 3개 중다패널을 대상으로 아동⋅청소년 성장발달의 실태 및 변화를 2010년부터 2016년까지 7년간 반복적으로 추적 조사하는 형태로 구성되어 있다. 본 연구에서는 층화다단계집락표집 방법에 의하여 표본으로 추출된 1차 년도 조사결과 최종 표본으로 선정⋅구축된 2,351명의 청소년들을 대상으로 실시하여 수집한 자료 중, 방임과 학대 문항에 응답한 2,278명의 사례를 조사대상으로 하였다. 조사대상 중 남학생은 1,152명(50.6%), 여학생은 1,126명(49.4%)이다.

1) 종속변수

본 연구의 종속변수는 청소년들이 주관적으로 인식한 학업성적으로 주요과목인 국어, 수학, 영어 과목의 성적을 측정하였다. 각 문항의 응답범주는 ‘매우 못했다’가 1점, ‘못한 편이다’가 2점, ‘보통이다’가 3점, ‘잘한 편이다’가 4점, ‘매우 잘했다’가 5점으로 측정되었으며, 각 성적에 대해 학생들이 주관적으로 인식한 자기보고 형식으로 이뤄져있다. 이 항목은 점수가 높을수록 학업성적이 높은 것을 나타내며, 본 연구에서 학업성적에 대한 신뢰도는 Cronbach’s α값이 .766로 나타났다.

2) 독립변수

본 연구의 독립변수는 방임과 학대이다. 허묘연(2000), 김세원(2003)이 구성한 아동학대 문항 중 일부를 참고로 하여 방임은 4문항 ‘부모님(보호자)께서는 다른일(직장이나 바깥일)보다 나를 더 중요하게 생각하신다.’, ‘부모님(보호자)께서는 내가 학교에서 어떻게 생활하는지 관심을 갖고 물어보신다.’, ‘부모님(보호자)께서는 내 몸이나, 옷, 이불 등이 깨끗하도록 항상 신경 쓰신다’, ‘부모님(보호자)께서는 내가 많이 아프면 적절한 치료를 받게 하신다.’를 지표로 사용하였다. 학대는 총 4문항으로 ‘내가 무언가 잘못했을 때 부모님(보호자)께서는 정도 이상으로 심하게 혼내신다.’(역코딩), ‘내가 잘못하면 부모님(보호자)께서는 무조건 때리려고 하신다.’(역코딩), ‘내 몸에 멍이 들거나 상처가 남을 정도로 부모님(보호자)께서 나를 심하게 대하신 적이 많다(역코딩).’, ‘부모님(보호자)께서는 나에게 심한 말이나 욕을 하신 적이 많다(예: 멍청이, 개만도 못한 것, 나가 죽어라, 네가 없어졌으면 좋겠다 등)(역코딩).’을 지표로 사용하였다. 각 문항의 응답범주는 ‘매우 그렇다’ 1점, ‘그런 편이다’ 2점, ‘그렇지 않은 편이다’ 3점, ‘전혀 그렇지 않다’ 4점으로 측정되었고, 점수가 높을수록 방임과 학대가 높은 것을 의미한다. 신뢰도 Cronbach’s α값은 방임이 .770, 학대가 .847로 나타났다.

3) 매개변수

매개변수는 교사관계와 교우관계로, 문선보(1989)와 이상필(1990)의 학교생활적응에 관한 설문지를 참고하여 민병수(1991)가 초등학생용으로 제작한 학교생활적응 척도의 문항 중 학교행사(5문항), 학습활동(5문항), 학교규칙(5문항) 관련문항을 제외한 교사관계(5문항), 교우관계(5문항)를 매개변수로 활용하였다. 교사관계는 ‘선생님을 만나면 반갑게 인사한다.’(역코딩), ‘선생님과 이야기하는 것이 편하다.’(역코딩), ‘학교 밖에서 선생님을 만나면 반갑다.’(역코딩) 등을 지표로 사용하였고, 교우관계는 ‘우리 반 아이들과 잘 어울린다.’(역코딩), ‘친구와 다투었을 때 먼저 사과한다.’(역코딩), ‘친구가 하는 일을 방해한다.’ 등을 사용하였다. 각 문항의 응답범주는 ‘매우 그렇다’ 1점, ‘그런 편이다’ 2점, ‘그렇지 않은 편이다’ 3점, ‘전혀 그렇지 않다’ 4점으로 측정되었으며 점수가 높을수록 교사관계와 교우관계가 좋은 것을 의미한다. 신뢰도 Cronbach’s α값은 교사관계가 .835, 교우관계가 .537로 나타났다.

본 연구는 한국아동⋅청소년패널조사 2010 자료의 2차 자료분석인 관계로 원조사대상, 조사도구, 조사방법 등에 관한 보다 자세한 사항은 본 조사인 패널자료를 참고하기를 바란다.

본 연구에서는 한국아동⋅청소년패널조사 2010(KCYPS: Korean Children and Youth Panel Survey 2010) 중 1패널 2차년도 패널데이터에 응답한 2,278명을 기초로 SPSS 18.0과 AMOS 18.0을 이용하여 분석하였다. 먼저 주요 변수에 대한 기술통계와 상관관계 분석을 실시한 후 측정모형의 적합도 지수를 검토하고, 측정모형을 활용하여 구조방정식 모형을 사용한 분석을 실시하였다. 아래 <그림 1>, <그림 2>와 같이 제안한 구조방정식 모형과 데이터 간의 어느 정도 적정한지를 적합도 지수를 통해 확인하였다. 본 연구에서 사용한 적합도 지수는 표본의 크기에 영향을 받지 않으면서도 모형의 적합도와 간명성을 같이 고려할 수 있는 TLI, RMSEA와 표본의 크기에 영향을 받지 않는 CFI(Comparative Fit Index)를 사용하였다(홍세희, 2000). TLI와 CFI는 .9값 이상이면서 1에 가까울수록 모델의 좋은 적합도로 해석하며(Hu & Bunder, 1999; 송지준, 2009), RMSEA는 값이 작을수록 좋은 적합도를 나타내는데 RMSEA <.05면 좋은 적합도, <.08이면 괜찮은 적합도, <.10이면 보통 적합도, >.10이면 나쁜 적합도를 나타낸다(Browne & Cudeck, 1993). 마지막으로 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 Sobel(1982, 1986)의 공식을 이용하였는데, 사용된 Sobel의 Z공식은 다음과 같다.

한국아동⋅청소년패널 중1의 2차 년도 자료의 주요 변수에 대한 평균과 표준 편차, 왜도, 첨도는 <표 1>과 같다. 방임, 학대, 교사관계, 교우관계는 4점 리커트척도, 학업성적은 5점 리커트 척도로 측정되어있다. 본 연구에서 독립변수인 방임의 평균은 1.87, 학대의 평균은 1.84로 나타났다. 매개변수인 교사관계와 교우관계는 각각 2.80, 3.02이었으며, 종속변수인 학업성적의 평균은 3.00을 보였다. 본 연구의 활용된 본 데이터는 왜도와 첨도의 값이 각각 절대값 3과 10을 넘지 않아 문제가 없었으며, 정규분포 가정을 충족시키는 것으로 나타났다.

다음으로 각 주요변수 간의 관계와 방향성을 확인하기 위해 상관관계를 살펴 보았으며, <표 2>에서 알 수 있듯이 학대와 교사관계 간을 제외한 나머지 주요변수들은 유의한 상관관계가 나타났다. 특히 방임은 학대와 정적 상관관계를, 교사관계, 교우관계, 학업성적과는 유의미한 부적 상관계수 값을 보였으며 학대는 교우관계, 학업성적과 유의미한 부적 상관계수 값을 보였다.

측정변수들이 잠재변수들을 적절하게 반영하고 있는지를 검토하기 위해 측정 모형 분석을 실시하였다. 이를 위해 잠재변수인 방임, 학대, 교사관계, 교우관계와 학업성적을 포함한 모든 측정변수를 확인적 요인분석을 통해 검토하였다. 방임, 학대, 교사관계, 교우관계는 항목 묶기(item parceling)를 활용하여 투입하였으며, 측정모형은 <그림 3>과 같다. 본 연구의 측정 모형은 모형1은 CFI=.990, TLI=.979, RMSEA=.031 이었으며, 모형2는 CFI=.984 TLI=.966, RMSEA=.041 로 좋은 적합도를 보였다. 또한 모든 변수의 요인적재량은 p<.001에서 유의미한 것으로 나타나 측정변수들이 잠재변수들을 적절히 반영하여 구성하였음을 확인할 수 있었다.

연구모형 분석은 방임, 학대, 교사관계, 교우관계, 학업성적에 대해 <그림 1>, <그림 2>에서 설정된 모형을 토대로 이루어졌다. 오차변량 중에서 이론적으로 설명이 가능한 교사관계와 교우관계의 구조오차들의 공분산 경로를 연결하여 양방향 화살표로 표시하여 연구모형을 설정하였다.

방임과 학대의 각각의 적합도 지수를 살펴보면 모형 1의 경우 X²=52.142, df=15, CFI=.990, TLI=.977, RMSEA=.032로, 모형 2는 X²=93.131, df=15, CFI=.979, TLI=.949, RMSEA=.047로 모든 모형이 좋은 적합도를 보였다. 모형 1, 2에 대한 구조계수 추정 결과는 <표 3>에 각각 제시되어 있는데 방임과 학대의 경로를 자세히 보면 모형 1의 방임이 교사관계에 이르는 경로의 추정치는 -.254(p<.001)로 유의미한 반면 모형 2의 학대가 교사관계에 이르는 경로의 추정치는 .024(p>.05)로 유의미하지 않는 결과를 보였다. 또한 교사관계가 학업성적에 이르는 경로는 방임과 학대 모두 유의미하지 않은 결과를 보였다. 반면 방임과 학대가 교우관계에 이르는 경로는 방임이 -.236(p<.001), 학대는-.063(p<.001)이고, 교우관계가 학업성적에 이르는 경로는 방임이 .499(p<.001), 학대는 .514(p<.001)로 모두 유의미하게 나타났다. 본 연구 추정치를 살펴본 결과 방임과 학대 모두 교사 관계, 교우관계에 영향을 미칠 것이라는 예상과 달리 교우관계에만 유의미한 영향을 미쳤다.

마지막으로 교사관계와 교우관계의 매개효과를 살펴보았다. 실질적으로 <그림 4>를 볼 때 방임은 교사관계에 부적 영향을 미치지만 교사관계는 학업성적에 영향을 미치지 않는 것으로 조사되었으며, <그림 5>를 볼 때 학대는 교사관계에 유의미한 영향을 미치지 못하며, 교사관계도 학업성적과 유의미한 관계를 갖지 못하고 있다. 따라서 교사관계의 매개효과는 없다고 할 수 있다. 그러나 여기서는 교사와 교우 관계의 매개효과를 측정한다는 측면에서 매개효과 검증인 Sobel검증 결과를 제시하고자 한다. 즉, 교사관계 및 교우관계는 학대 및 방임과 학업성적의 관계에서 매개효과를 가지는가?(연구문제)에 대해 방임과 학대 모두 교우관계의 매개효과를 통해 학업성적에 영향을 미친다는 결과를 도출할 수 있으며 이러한 결과는 <표 4>에 제시하였다. <표 5>는 <표 4>에서 제시된 변인들의 직접⋅ 간접 및 총효과를 분석한 결과이다. <표 5>에서 알 수 있듯이 방임이 학업성적에 미치는 총효과는-.206이며 직접효과-.101와 간접효과-.105로 이루어져있다. 방임이 학업성적에 미치는 총효과(-.206)는 방임이 1 표준편차 증가할 때 방임과 학업성적에 가정된 모든 직접적, 간접적인 인과관계를 통하여 .206만큼 감소한다는 것을 나타낸다. 또한 방임은 교사관계에-.236만큼 직접효과를 가지는 반면 이러한 효과는 교사관계의 .004를 통해 학업성적으로 이어진다. 따라서 간접효과인 -.001(=-.236×.004)은 방임이 1 표준편차만큼 증가할 때 방임이 교사관계에 미치는 선행효과가 반영되어 학업성적 수준은 .001 표준편차로 감소한다는 것을 나타내나,-.001의 간접효과는 유의미하지 않은 결과를 보이고 있다. 이와 같은 방법으로 교우관계의 간접효과인-.104(=-.374×.278)는 방임이 증가할 때 학업성적이 약 .104 표준편차만큼 감소한다는 것을 나타낸다.

또한 학대는 교사관계를 통해 간접효과인 .001(=.026×.023)을 보이는데, 이 수치는 학대의 수준이 1 표준편차만큼 높아질 때 학대가 교사관계에 미치는 선행효과가 반영된 것으로 학업성적의 수준은 약 .001 표준편차로 증가하는 것을 볼 수 있다. 그러나 .001의 간접효과는 유의미하지 않은 결과를 나타내고 있다. 마찬가지로 교우관계는 학업성적을 .035 감소시키는 효과를 보인다. 즉, 학대의 수준이 1 표준편차만큼 높아질 때 이로 인해 교우관계에 미치는 선행효과가 반영되어 학업성적의 수준은 약 .035(=-.120×.291)만큼 감소되었다는 것을 의미한다.

본 연구에서는 방임과 학대가 각각 분리된 영향요인으로 학업성적에 영향을 미칠 것이라는 점을 전제로, 한국아동⋅청소년패널 2차 년도 조사 자료를 이용하여 방임과 학대가 학업성적에 영향을 미치는 직접효과와 교사관계⋅교우관계가 방임, 학대와 학업성적과의 관계에서 매개역할을 하는지를 보여주는 간접효과를 체계적으로 분석하여 아동⋅청소년 복지의 함의를 모색하고자 하였다. 먼저 주요한 결과와 논의를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 방임과 학대의 경험이 학업성적에 부적인 영향을 미치는 결과는 방임과 학대 경험이 많을수록 성적이 낮게 나타남을 의미하며, 이러한 연구 결과는 방임 및 학대가 학업성적 및 학교적응에 부적인 영향을 미친다는 선행연구들(김민강, 2002; 김미숙⋅박명숙, 2004; 이호택, 2012)과 일치한다. 이러한 결과는 청소년이 경험할 수 있는 방임과 학대를 줄이기 위한 다양한 예방적 노력들이 필요함을 암시한다. 최근 중요하게 대두되는 아동학대 신고의무화를 위해 발의한 ‘아동학대방지특례법’(서울경제, 2012)을 법적으로 제도화시키기 위한 움직임뿐만 아니라 아동학대에 대한 경각심을 갖고 심각성을 인식할 수 있는 사회적인 분위기를 만들어 나가야 한다. 또한, 아동방임과 같이 모호성이 존재하는 경우에는 그 유형의 특성을 반영한 방임시기, 방임상태, 방임 빈도, 양육자의 스트레스 수준 등을 고려한 학대와는 차별화된 방임의 기준들을 마련해나가야 할 것이다. 그리고 아동학대 및 방임에 있어 충분한 사회적 합의가 이루어지지 않은 상황에서(노충래 외, 2012) 아동학대 및 방임에 대한 대국민적 홍보활동은 많은 어려움을 가질 수 있으므로, 전문가들을 중심으로 한 사회적 합의가 마련되고, 이를 일반국민, 특히 부모들을 대상으로 적극 교육, 홍보할 필요성이 제기된다.

둘째, 방임은 교사관계와 교우관계 모두에 부적인 영향을 미치고 있었지만 학대는 교우관계에만 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 매개변수만을 놓고보면 학대와 방임은 교우관계를 매개하여 학업성적에 유의미한 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 반면 교사관계는 학대와 방임이 학업성적에 영향을 미칠 때 매개변수로서 유의미한 역할을 하지 못하였는데 이는 학대와 교사관계의 상관관계가 유의미하지 않았다는 점, 학대와 학업성적의 상관관계가 미약하다는 점에서 구조모형 분석에서 그 효과가 나타나지 않았던 것으로 볼 수 있다. 하지만 교사는 학대피해를 경험한 아동을 발견하는데 최일선에 있는 전문가라는 점과 피해아동에게 가장 우선적으로 사회적 지지를 보일 수 있는 가능성이 높다는 점 반면, 교사의 아동학대에 대한 인식 및 이에 따른 지지제공은 학대와 방임을 경험한 아동에게 긍정적, 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 점에서 학대 및 방임과 학업성적의 관계에서 교사관계의 매개효과에 대한 보다 심층적인 연구가 진행될 필요가 있다. 한편 본 연구에서 나타난 것처럼 학대 및 방임의 피해아동들이 교사보다는 또래의 지지가 학업성적에 미치는 영향에 더욱 중요할 수 있는데, 이는 피해아동들이 또래를 더 신뢰하여 자신의 학대 및 방임 피해를 공유할 가능성이 높음을 암시할 수 있다. 따라서 후속연구에서는 학대 및 방임 피해아동들이 자신들의 부정적인 부모-자녀 관계를 누구와 논의하며, 누구에게 도움을 요청하는지, 그리고 이러한 행동들이 학업성적에 어떻게 미치는지를 질적 측면에서 파악해볼 필요성도 제기된다.

셋째, 방임과 학대가 학업성적에 미치는 영향관계에서 교사관계 및 교우관계의 매개효과를 Sobel 검증방식을 통해 확인한 결과, 방임과 학대가 학업성적에 있어서 교사관계 및 교우관계 모두 매개 할 것이란 본 연구의 가정과는 달리 교우관계만이 방임과 학대의 효과를 매개한 것으로 나타났다. 이는 방임과 학대를 경험한 경우 학업성적에 교사관계와 교우관계가 매개역할을 한다는 기존 연구 중, 교사관계가 매개효과로 작용한다는 선행연구(김순규, 2007; 김영현, 2007; 박상민, 2008)와 일치하지 않는 반면에, 교우관계가 성적에 매개한다는 연구(박상민, 2008)의 결과와는 일치한다. 즉, 본 연구에서는 방임과 학대 모두 학업성적에 직접적으로 부적인 영향을 미치지만 교사관계보다는 교우관계가 방임과 학대가 학업성적에 미치는 부적인 영향을 매개하여 학업성적의 긍정적인 변화를 가져온다는 사실을 확인할 수 있다. 이처럼 방임과 학대 경험이 있는 청소년에게 교우관계의 효과가 매우 중요한 변인으로 나타난 것은 친구들과 많은 시간을 보내게 되면서 교우관계를 중요시하는 청소년기의 특성과 관련이 있다고 할 수 있다. 따라서 방임과 학대를 경험한 청소년의 학업성적을 향상시키기 위해서는 긍정적인 교우관계를 유지하기 위한 다양한 또래관계증진 프로그램과 함께 어긋난 교우관계를 회복할 수 있는 교육 및 상담 프로그램이 학교와 복지관, 그리고 청소년상담실을 중심으로 개발, 실시될 필요가 있다. 특히 방임과 학대피해는 교우와의 관계에 부정적인 영향을 미칠 수 있는 반면, 긍정적인 교우관계를 통해 방임과 학대 피해가 학업성적에 주는 직접적인 영향을 감소시킬 수 있다는 측면에서 청소년들에게 교우관계는 매우 중요한 사회적 지지라고 볼 수 있다. 한편 청소년들이 교우의 방임과 학대 피해문제를 가장 먼저 파악할 수 있도록 돕고, 방임과 학대의 차이를 구별하여 인식할 수 있도록 교육이 병행되어져야 한다. 나아가 이에 따른 적절한 지지를 보낼 수 있으며, 궁극적으로 교사 혹은 전문가의 도움을 받을 수 있도록 유도하는 일은 방임과 학대의 중장기적인 부정적 효과를 예방한다는 측면에서 무엇보다 중요하다. 특히 이와 같은 제안이 효과적이기 위해서는 학교와 Wee 센터에서 또래상담을 적극적으로 활용하는 방안과 사회복지사의 배치를 통해 아동이 자신의 학대 및 방임 경험을 보다 신뢰할 수 있는 사람과 상담할 수 있는 방안을 모색할 수 있다. 한편 학교내외에서 일을 하는 사회복지사는 학생들의 방임과 학대피해가 중장기적으로 청소년의 학업성적에 부적인 영향을 미칠 수 있다는 점을 인식하고, 방임과 학대에 대한 예방교육, 피해학생들을 위한 학대 유형에 따른 차별화된 심리상담, 방임과 학대의 2차적인 피해(예: 부정적인 심리사회적 문제행동)를 최소화 할 수 있는 개입이 필요하다.

비록 본 연구에서 방임과 학대경험이 교사관계 보다는 교우관계를 통해 학업성적에 영향을 미치는 결과를 파악하였지만, 본 연구는 다음과 같은 한계점을 가지고 있다. 첫째, 본 연구는 한국아동⋅청소년패널이라는 2차 자료를 활용했기 때문에 방임을 4문항, 학대를 4문항으로 측정하였는데 이는 방임이 물리적 방임, 교육적 방임, 의료적 방임, 정서적 방임 등 다양하게 구분되며, 학대의 경우에도 신체적 학대, 정서적 학대, 성학대 등으로 구분(보건복지부⋅중앙아동보호전문기관, 2006)되는 유형별 특성을 충분히 반영하기에는 한계가 있다. 특히 방임과 관련된 문항의 경우 본 연구 주제의 특성상 학교나 기타 교육적 기회 접근이 어떠한 이유로든지 방해되는 경우를 가리키는 교육적 방임(천세영⋅남미정, 2000)을 측정하는 문항이 중요함에도 불구하고 이러한 문항을 반영하지 못한 부분은 한계라 할 수 있다. 또한 교우관계를 측정한 문항에서도 낮은 신뢰도 및 소수의 문항은 교우관계의 다면적 측면을 파악하는데 한계가 있다.

둘째, 본 연구에서는 청소년의 사회적지지 차원 가운데 교우관계에 집중하여 성적을 향상시킬 수 있는 결과를 제공하였으나, 학업성적의 측정도 자기보고에 의한 주관적 인식에 의한 것이기 때문에 보다 객관적인 자료를 활용하여 분석할 필요성이 제기된다.