이 연구는 광주광역시에 소재한 초등학교 두 곳에 재학 중인 5, 6학년 학생 459(남 214,여 245)명을 대상으로 하였다. 5, 6학년을 대상으로 한 이유는 이 연구에서 자기보고식 측정 도구로만 자료가 수집되므로 보다 객관적으로 자기평가를 할 수 있는 연령의 아동을 대상으로 할 필요가 있기 때문이다. 초등학교시기에 아동의 자기 개념은 점차적으로 발달해 가는데, 연령이 높아지면서 보다 안정적이고 현실적인 자기 평가가 가능해진다(Bee, 2000, pp. 292-293; Harter, 2012). 따라서 이 연구의 대상으로 초등학생 중 가장 연령이 높은 5, 6학년을 선정하였다. 한편 이 연구의 분석방법으로 사용될 구조방정식모형은 신뢰할 수 있는 추정치를 얻기 위한 최소한의 조건으로 자유모수의 수 : 피험자 수가 1 : 10 이상이 될 것을 요구한다(문수백, 2009, pp. 344-345). 이 연구에서 설정된 모형의 자유모수의 수는 21 이하이므로 연구 대상자 수인 459명은 위의 기준에 충분히 부합한다.

사회적 관심

사회적 관심을 측정하기 위해 한국판 사회적 관심 척도(하창순, 최희철, 강석영, 김병석, 2004)를 초등학생의 수준에 보다 적합하게 수정하여 사용하였다. 한국판 사회적 관심 척도(KSIS)는 Crandall(1975)이 개발한 SIS(Social Interest Scale)를 번안하고 타당화한 것이다. SIS 는 단일 요인으로 이루어져 있으며, 15개의 문항과 9개의 허위 문항으로 구성되어 있다. 하지만 하창순 등(2004)은 탐색적 요인분석을 통해 2개의 하위요인(공감적 관심, 이타적 관심)으로 구분하였다. 각 문항은 두 개의 수식어 중 하나를 선택하게 하는데(예, 1번: 도움을 주는, 재치 있는), 둘 중 하나는 사회적 관심을 나타내는 수식어이며 나머지 하나는 사회적 관심과 관련이 없는 것이다. 사회적 관심을 나타내는 수식어를 선택했을 경우 1점을 얻게 되며, 각 문항에서 얻은 점수의 총합으로 사회적 관심의 정도를 추정한다.

초등학생의 수준에 맞게 KSIS를 수정하기 위해 초등학교 교사 1인을 참여시켰으며, KSIS의 문항뿐만 아니라 원 척도인 SIS를 함께 검토하며 수정하였다. 이후 문항 양호도를 살펴보기 위해 본 연구에서 수집한 자료로부터 문항-총점 상관을 구하였고, 상관이 .30 이하로 낮게 나타난 4개의 문항(12, 14, 17, 19번)을 이후의 분석에서 제외하였다. 다음으로 탐색적 요인분석을 실시한 결과 2개의 요인이 도출되었으며, 각각 ‘공감’, ‘이타주의’로 명명하였다. 요인분석 결과의 세부적인 내용은 부록에 제시하였다. 본 연구에서 나타난 척도의 내적합치도(Cronbach's α)는 공감 .68, 이타주의 .61, 전체 .75였다.

안녕감

안녕감을 측정하기 위해 Keyes(2005)의 SWBS(Subjective Well-being Scale)를 이현주, 이미나와 최인수(2008)가 번안하고 타당화한 한국 청소년 안녕감 척도(K-WBSA)를 사용하였다. 이는 행복에 대한 기존의 두 가지 구분된 관점인 쾌락주의적 입장과 자기실현적 입장을 통합하려는 최근의 흐름이 반영된 척도로서, 정서적 안녕감(3문항), 심리적 안녕감(5문항), 사회적 안녕감(4문항) 등 3개의 하위요인으로 구성되어 있다. 각 문항은 6점 Likert 척도(1= 전혀 느끼지 않음, 6=매일 느낌)로 이루어져 있으며, 최근 한 달 간 문항에 제시된 내용을 얼마나 자주 느꼈는지를 스스로 평정하게 한다. 이현주 등(2008)의 연구에서 나타난 내적 합치도는 정서적 안녕감 .87, 사회적 안녕감 .68, 심리적 안녕감 .68, 전체 .86이었고, 이 연구에서는 정서적 안녕감 .89, 사회적 안녕감 .84, 심리적 안녕감 .82, 전체 .93으로 나타났다.

학교 적응

학교 적응을 측정하기 위해 이규미(2005)가 개발한 학교 적응 척도를 이규미와 김명식(2008)이 보완한 것을 사용하였다. 이는 각 문항에 제시된 학교생활 관련 문장이 자신에게 얼마나 자주 들어맞는지를 스스로 평정하게 하는 4점 Likert 척도(1=전혀 그렇지 않다, 4= 항상 그렇다)로서 학교공부(8문항), 학교친구 (10문항), 학교교사(10문항), 학교생활(10문항) 등의 4개 하위요인으로 구성되어 있다. 이규미(2005)는 개발 당시 5점 척도를 사용하였으나, 이를 보완한 이규미와 김명식(2008)은 5점 척도의 중간집중경향성을 피하기 위해 4점 척도로 수정하였다. 이규미와 김명식(2008)의 연구에서 나타난 내적합치도는 학교공부 .83, 학교친구 .87, 학교교사 .90, 학교생활 .85, 전체 .93이었고, 이 연구에서는 학교공부 .85, 학교 친구 .87, 학교교사 .89, 학교생활 .86, 전체 .94 로 나타났다.

초등학교 두 곳의 5, 6학년 학생들을 대상으로 총 16 학급에서 설문이 진행되었다. 담임교사의 판단 아래 학교 일과 시간 중 수업 침해를 최소화하는 범위 안에서 설문 시간을 마련하였으며, 학생들이 모든 문항을 차분히 읽고 신중하게 응답할 수 있도록 충분한 시간을 제공하였다. 응답이 완료되기까지 대체로 20~30분가량 소요되었다. 설문 전 각 담임교사는 연구 목적과 응답 방법에 대해 설명을 하였으며, 설문 도중 이해가 되지 않는 내용이 있으면 담임교사에게 질문할 수 있도록 하였다. 총 484부를 배부하고 수거하였는데, 불성실하게 응답한 설문지 25부를 제외하였다.

먼저 사회적 관심 척도의 각 문항에 대한 탐색적 요인분석을 위해 Mplus 6.12를 사용하였다. 사회적 관심 척도의 문항은 0과 1중 하나를 선택하게 하는 이분서열 범주변수(dichotomous and ordered categorical variable)에 해당한다. 일반적으로 요인분석에서 최대우도추정법(maximum likelihood estimation)을 사용하는 데(박혜연, 김지혜, 고혜정, 홍세희, 2005), 이는 측정값들이 연속변수이며 정규분포를 이룬다는 가정을 충족시킬 것을 요구한다(문수백, 2009, pp. 389-393). 이러한 가정에 위배되는 자료일 경우 편향된 통계적 검증 결과가 산출 되는 문제가 발생할 수 있다(Kline, 2005/2010, pp. 248-249). 사회적 관심 척도의 문항은 이분 서열 범주변수로서 최대우도추정법의 가정에 부합하지 못하기 때문에, 최대우도추정법을 사용하여 탐색적 요인분석을 진행할 경우 편향된 산출 결과에서 자유로울 수가 없다. 이러한 점들을 고려하여, 이 연구에서는 추정 방법으로 WLSMV((Mean- and Variance-adjusted Weighted Least Square)를 사용하였다. WLSMV는 정규분포의 가정에서 자유롭고, 범주변수가 포함된 자료의 분석에 보다 적합하기 때문이다(Muthén, du Toit, & Spisic, 1997). 이러한 이유로 WLSMV는 Mplus에서 범주변수가 포함된 자료를 대상으로 요인분석을 할 때 기본 추정 방법으로 설정되어 있다(Muthén & Muthén, 2012, p. 47).

다음으로 IBM SPSS Statistic 20을 사용하여 측정변수 간 상관계수와 기술통계값을 구하였다. 결측값은 EM(expectation-maximization) 방식을 이용하여 대체한 후 분석하였다(김덕준, 2011). 이후 연구모형의 적합도를 판별하기 위해 Mplus 6.12를 사용하였다. 여기에서는 결측값이 대체되지 않은 상태의 원자료를 사용하였으며, 완전정보 최대우도법을 통해 결측값을 처리하였다. 이 방식은 구조방정식모형에서 결측값을 다루는 최적의 방법으로 간주되고 있다(Allison, 2003). Anderson과 Gerbing(1988) 이 제안한 2단계 접근 방법에 따라 먼저 확인적 요인분석을 통해 측정모형이 적합한가를 확인하였고, 이후 구조모형의 적합도를 판별하였다. 최대우도를 사용하여 모수값을 추정 하였으며, 모형의 적합도를 판단하기 위해 χ² 값, TLI, CFI, RMSEA, SRMR 등의 적합도 지수를 검토하였다. 산출된 적합도 지수는 TLI > .90, CFI > .90, RMSEA < .08, SRMR < .10이면 양호한 것으로 해석하였다(문수백, 2009, pp. 451-470; 홍세희, 2000). 한편 χ² 검증은 영가설의 내용이 너무 엄격한데다가 표본이 커질수록 영가설을 기각할 확률이 높아지므로(김주환, 김민규, 홍세희, 2009, p. 146), χ² 차이 검증을 제외하고는 크게 고려하지 않았다. 변수들 간의 직접효과는 유의도 p< .05 수준에서 검증하였다.

매개효과의 유의도를 검증하기 위해서 Bootstrapping을 사용하였으며 역시 p < .05 수준에서 검증하였다. 매개효과의 유의도 검증을 위해 일반적으로 Sobel 검증 또는 Bootstrapping이 주로 사용되고 있는데, Sobel 검증이 지닌 문제점 때문에 가급적 Bootstrapping의 사용이 권장되고 있다(Shrout & Bolger, 2002). Sobel 검증은 자료의 정규분포를 기본 가정으로 하고 있는데, 매개효과는 일반적으로 정규분포를 이루지 않는다는 점에서 Sobel 검증에 대한 비판이 일고 있다(Cheung & Lau, 2008). 따라서 Sobel 검증은 매개효과의 유의도 검증에 있어 편향된 결과를 산출할 수 있다. 반면 Bootstrapping은 정규분포를 가정하지 않으며 보다 정확한 신뢰구간을 산출하기 때문에 매개효과의 유의도 검증에 훨씬 더 적합하다(Cheung & Lau, 2008; Shrout & Bolger, 2002). 이에 따라 이 연구에서는 Bootstrapping을 통해 매개효과의 95% 신뢰구간(Confidence Interval: CI)을 산출하였으며, 신뢰구간이 영가설의 값인 0을 포함하지 않으면 영가설을 기각하여 매개효과가 유의한 것으로 해석하였다.

측정변수들 간의 상관계수와 각 변수의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 표 1에 제시하였다. 공감과 학교공부, 이타주의와 학교공부, 이타주의와 학교친구 간의 상관은 유의하지 않았으나, 그 외에는 모두 유의한 정적 상관을 나타내었다. 한편 측정변수들의 왜도와 첨도의 절대값은 모두 2를 넘지 않는 것으로 나타나 정규성 가정을 충족시키고 있는 것으로 판단하였다. 일반적으로 왜도의 절대값이 3.0 이상이거나 첨도의 절대값이 8.0 이상일 때 정규성에서 벗어나는 것으로 간주된다(Kline, 2005/2010, pp. 79-81). 측정변수들이 최대우도추정법의 요구 조건인 정규분포의 가정을 충족시키므로, 이후의 분석 과정에서 최대우도를 사용하여 모수값을 추정하였다.

Anderson과 Gerbing(1988)이 제안한 2단계 접근 방법에 따라 구조모형의 검증에 앞서 측정 모형에 대한 확인적 요인분석을 실시하였다. 분석 결과, 대체로 양호한 적합도 지수가 산출되었다, χ² (24, N = 459) = 73.576, p< .001, TLI = .962, CFI = .974, RMSEA = .067, SRMR = .030. 또한 각 요인부하량은 .549 - .901로 나타났으며, 모두 p< .001 수준에서 유의하였다. 잠재변수 간 상관은 사회적 관심과 안녕감 .286, 사회적 관심과 학교 적응 .204, 안녕감과 학교 적응 .840 등으로 나타났으며, 모두 p< .001 수준에서 유의하였다. 따라서 측정모형이 타당하게 설정된 것으로 판단하고, 이후의 구조모형 검증을 진행하였다.

연구모형을 분석한 결과 적합도 지수들이 전반적으로 양호하게 나타났다(표 2). 한편 잠재변수들 간의 직접효과의 정도를 나타내는 경로계수에 있어서, 사회적 관심에서 학교 적응으로 가는 경로가 유의하지 않은 것으로 나타났다, B = -.102, SE = .134, p> .05. 따라서 가설 1은 기각되었다. 나머지 경로계수들은 모두 통계적으로 유의하였다. 경쟁모형의 경우 연구모형과 비슷한 수준에서 적합도가 양호한 것으로 나타났다(표 2). 또한 경쟁모형의 모든 경로계수들은 통계적으로 유의하였다(그림 3).

두 모형간의 적합도 지수들을 비교해보면 매우 근소한 차이만 있을 뿐 거의 비슷하게 나타났다. 한편 두 모형은 서로 위계적인 관계에 있기 때문에 χ² 차이 검증을 통해 적합도의 증가분에 대한 통계적 유의도의 검증이 가능하다(Kline, 2005/2010, pp. 205-212). χ² 차이 검증 결과, 두 모형은 적합도에서 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다, Δχ² (1, N = 459) = .838, p> .05. 연구모형에서 사회적 관심과 학교 적응 사이의 직접효과가 유의하지 않고, 연구모형과 경쟁모형의 적합도가 서로 비슷한 가운데 경쟁모형이 보다 간명성을 띠기 때문에 경쟁모형을 최종모형으로 선택하였다.

사회적 관심이 안녕감을 매개로 하여 학교 적응에 미치는 간접효과를 검증하기 위해 Bootstrapping을 사용하였다. 그 결과 간접효과 추정값의 95% 신뢰구간이 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 5% 수준에서 간접효과가 유의 하였다, β = .236, SE = .056, p< .001, 95% CI = [.127, .345]. 따라서 가설 2가 지지되었다.

이 연구는 초등학생들의 사회적 관심, 안녕감, 학교 적응 간의 관계를 검증하는 데 그 목적이 있다. 이를 위해 사회적 관심이 안녕감을 매개로 학교 적응에 영향을 미치는 부분 매개모형을 연구모형으로, 완전매개모형을 경쟁모형으로 설정하여 서로 비교하였다. 연구 모형의 사회적 관심과 학교 적응 사이의 직접 효과가 유의하지 않고, 연구모형과 경쟁모형간 적합도에 있어서 유의한 차이가 없는 가운데 경쟁모형이 보다 간명성을 띠기 때문에 경쟁모형인 완전매개모형을 최종모형으로 선택 하였다. 이와 같은 연구 결과에 관하여 선행 연구와의 관련성, 상담 및 학교 현장에서 갖는 시사점, 연구의 의의, 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언 등을 논의하고자 한다.

먼저 사회적 관심과 학교 적응의 관계를 안녕감이 완전히 매개하는 것으로 나타난 것에 주목할 필요가 있다. 이는 사회적 관심이 초등학생들의 학교 적응에 직접적으로 영향을 미친다기보다, 안녕감을 거쳐 간접적으로 학교 적응에 기여함을 의미한다. 어린 시절 어머니와의 관계 속에서 형성된 사회적 관심은 아동의 안녕감을 촉진시키고(Adler, 1956/1964, p. 135), 이러한 안녕감은 아동이 학교생활에서 효과적으로 적응하는 데 이바지하는 자산으로 작용하는 것으로 해석할 수 있다. 이는 사회적 관심이 초등학생들의 학교 적응에 직접적인 영향을 미치는 것으로 보았던 기존의 가정(오익수, 2004, 2006)에 대해 보다 구체적인 심리적 과정을 제안한다. 사회적 관심이 학교 적응에 영향을 미치는 과정의 기저에는 안녕감이 존재하며, 안녕감은 두 변수 간의 관계를 완전히 매개하는 역할을 하기 때문에, 사회적 관심과 학교 적응 간의 관계를 이해하는 데 있어서 반드시 안녕감을 염두에 두어야할 필요가 있다.

각 잠재변수 간 경로를 살펴보면 우선 사회적 관심이 안녕감에 유의한 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 이는 초등학생들이 갖는 사회적 관심이 그들의 안녕감을 촉진시킬 수 있음을 의미한다. 이 결과는 사회적 관심이 개인의 안녕에 기여하는 주요 요인으로서 받아들여지는 개인심리학의 입장을 지지한다. 아울러 이러한 입장을 뒷받침하는 기존의 여러 경험연구들과 흐름을 같이 하고 있다(정민 외, 2006; Crandall, 1980; Crandall & Kytonen, 1980; Crandall & Putman, 1980; Dixon et al., 1986; Gilman, 2001; Leak & Leak, 2006; Rodd, 1994).

안녕감에서 학교 적응으로 이르는 경로 역시 유의한 것으로 나타났는데, 이는 보다 높은 수준의 안녕감을 느끼는 초등학생들이 학교에 더 잘 적응함을 의미한다. 이러한 결과는 초등학생들이 느끼는 안녕감이 그들의 학교 적응에 기여하는 것으로 해석될 수 있다. 관련 선행연구들을 살펴보면 청소년과 아동을 대상으로 한 몇몇 연구들이 이와 유사한 결과를 내놓은 바 있다(강승희, 2010; 송희원, 최성열, 2012; 임미지, 문혁준, 2011). 이 같은 결과는 교육에 있어서 행복의 중요성을 강조한 Noddings(2003/2008)와 Suldo 등(2009)의 주장을 뒷받침한다. 아울러 행복이 삶의 다양한 영역에서 성공을 이끈다는 Lyubomirsky 등(2005)의 주장과도 흐름을 같이 한다. 하지만 안녕감과 학교 적응 간의 인과적 관계를 보다 설득력 있게 주장하기 위해서는 Lyubomirsky 등 (2005)이 하였던 것처럼 횡단연구뿐만 아니라 종단연구와 실험연구의 결과들도 함께 뒷받침될 필요가 있다.

한편 사회적 관심이 학교 적응에 미치는 직접적인 영향은 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 사회적 관심이 개인의 적응에 기여 한다고 보는 개인심리학의 일반적인 견해와 대비되는 것이다. 사회적 관심이 초등학생의 학교 적응에 영향을 미친다고 보고한 오익수(2004, 2006)의 입장과도 일치하지 않는다. 반면 나이가 어린 아동이나 청소년의 경우 사회적 관심이 개인의 적응에 기여하지 못할 수도 있다고 보는 Crandall(1980), Crandall과 Kytonen (1980)의 주장에는 부합하는 결과이다. Crandall (1980)이 지적한 바와 같이, Erickson의 심리사회적 발달 단계에 의하면 아동기에 해당하는 발단 단계의 적응 방식은 자기 지향적인 특성을 나타내고 있으므로, 아동의 사회적 관심이 그들의 학교 적응에 영향을 미치지 못하는 것은 이론적으로 일면 타당하다 볼 수 있다. 이상의 논의를 종합하여 볼 때 아동의 적응 방식은 자기 지향적인 특성을 지니므로, 사회적 관심은 아동의 학교 적응에 직접적으로 기여 하지는 않지만 대신 안녕감을 촉진시킴으로써 학교 적응에 간접적으로 기여하는 것으로 해석이 가능하다.

이 연구는 초등학생들의 긍정적 발달을 돕는 입장에 있는 학교, 부모, 상담자 등에게 다음과 같은 점들을 시사한다. 먼저 학교 적응과 관련된 상담이나 개입을 수립하는 데 있어 안녕감이 우선적으로 고려될 필요가 있다. 서영석(2010)은 예측변수가 준거변수에 미치는 영향이 매개변수에 의해 완전히 매개되는 것으로 드러났다면, 예측변수보다는 매개변수에 초점을 두고 상담 전략을 수립할 것을 권고하고 있다. 따라서 초등학생들의 학교 적응을 돕고자 한다면 사회적 관심보다는 안녕감 증진에 우선적으로 무게를 두고 상담이나 개입이 이루어져야 한다. 안녕감 증진에 효과가 있다고 알려진 개입방법(Lyubomirsky, Dickerhoof, Boehm, & Sheldon, 2011; Lyubomirsky, Sheldon, & Schkade, 2005; Seligman, Steen, Park, & Peterson, 2005)이나 프로그램들(이문희, 이영순, 2013; 이현주, 유형근, 조영선, 2011; Fordyce, 1977, 1983)이 학교 적응을 위한 효과 적인 도구로 활용될 수 있을 것이다.

이 연구 결과는 한편으로 초등학생들에게 있어서 사회적 관심의 중요성을 시사한다. 이 연구에서 사회적 관심은 초등학생의 안녕감과 학교 적응에 각각 직간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 안녕감은 그 자체로 매우 중요한 가치를 지닐 뿐만 아니라 긍정적 발달을 가늠할 수 있는 지표 역할을 하며 아동의 심리적 건강에 기여한다(Park, 2004). 한편 학교는 초등학생들이 가정 다음으로 많은 시간을 보내는 곳으로, 학교 적응은 그들에게 있어 매우 중요한 문제이다. 이와 같이 커다란 중요성을 지닌 안녕감과 학교 적응에 사회적 관심이 기여하고 있음을 고려할 때, 사회적 관심 역시 초등학생들에게 매우 중요한 의미로 다가온다. 이는 또한 사회적 관심을 증진시키려는 노력이 그들의 안녕감과 학교 적응 수준을 높이는 데 도움을 줄 수 있음을 시사한다. 이러한 관점에서 안녕감이 낮거나 학교 적응에 문제를 보이는 아동들을 대상으로 개인심리학적 상담을 고려해볼 필요가 있다. 개인심리학적 상담의 주요 목표 중의 하나가 사회적 관심을 증진시키는 것이므로(Mosak & Maniacci, 2008), 개인심리학적 상담을 통해 사회적 관심뿐만 아니라 안녕감과 학교 적응 수준의 증진도 기대해볼 수 있다. 집단 대상으로는 사회적 관심의 증진에 효과가 있다고 알려진 프로그램(정민, 2012)을 적용해보는 것도 좋은 시도가 될 수 있을 것이다.

이 연구는 아동의 사회적 관심을 다룬 경험적 연구라는 데 그 의의가 있다. 사회적 관심은 개인심리학에서 가장 중요한 위치를 차지하는 성격 특성이기 때문에(Ansbacher, 1991), 사회적 관심의 이론 체계를 뒷받침하는 경험적 연구가 그 동안 꾸준히 이루어져왔다. 하지만 대부분 성인들을 대상으로 한 것이었으며, 아동 대상의 연구는 극히 드물다. 따라서 아동의 사회적 관심을 설명하는 데 필요한 경험적 기반이 충분하지 못한 형편이다. 이러한 상황에서 아동의 사회적 관심을 다룬 경험적 연구를 시도함으로써, 그 경험적 기반에 보탬이 될 수 있다는 데 이 연구의 의의가 있다고 하겠다.

이 연구가 갖는 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 이 연구는 제한된 표집으로 인해 연구 결과를 일반화하는 데 한계가 있다. 이 연구의 대상은 광주광역시에 소재한 초등학교 두 곳의 학생들로 한정되었다. 또한 자기보고식 척도의 사용에 저학년은 무리가 있다고 판단하여 5, 6학년 학생들만을 참여시켰다. 이렇듯 연구 대상이 광주광역시 소재 2개 초등학교 5, 6학년 학생들로 한정되기 때문에, 이 연구 결과를 우리나라 초등학생들로 일반화하는 데 한계가 따른다. 따라서 후속연구에서는 연구 결과의 일반화 가능성을 보다 높이기 위해, 다양한 지역에 거주하는 다양한 배경의 초등학생들을 대상으로 자료를 수집할 필요가 있다.

둘째, 변수들 간의 인과적 관계를 경험적으로 뒷받침하려는 입장에서 각 변수와 관련된 자료들이 모두 동시에 수집되었다는 데 그 한계가 있다. 이러한 형태의 자료로는 인과성을 확신하기에 무리가 따른다. 변수들 간의 인과 관계에 대한 주장을 보다 강력하게 지지하기 위해서는 종단적 연구가 보다 타당하다. 따라서 후속연구에서는 관련 자료들을 종적으로 수집하여 분석해볼 필요가 있다.

셋째, 이 연구에서 다루었던 변수들 간의 관계를 확장하여 보다 다양한 여타의 변수들과의 구조적 관계 속에서 관련 변수들을 살필 필요가 있다. 사회적 관심, 안녕감, 학교 적응은 그 밖의 다양한 변수들과도 유의한 상관을 나타낸다(이원이, 김동일, 2009; Leak & Leak, 2006; Park, 2004). 이는 이 연구에서 나타난 사회적 관심, 안녕감, 학교 적응의 관계가 보다 다양한 변수들과의 보다 복잡한 관계 속에 놓여 있을 가능성을 시사한다. 따라서 더욱 폭넓은 이론적 근거와 경험적 증거를 기반으로 다양한 여타의 변수들과의 구조적 관계를 설정하고 이를 검증할 필요가 있다. 이는 관련 변수들 간의 관계를 보다 통합적인 시각에서 바라볼 수 있는 틀을 제공해줄 수 있을 것으로 판단된다.