본 연구에서는 자기통제력에 관련된 촉진변인군과 억제변인군이 자기통제력에 미치는 효과성을 메타분석하기 위하여 국내에서 발표된 석ㆍ박사 학위논문 및 학술지 논문을 대상으로 하였으며, 출판년도는 제한을 두지 않았다. 분석대상 자료의 수집은 국내에서 발간된 자기통제력에 관한 선행연구들 중 가정환경 변인군과 심리적 변인군을 대상으로 하였다. 이들 자료를 수집하기 위하여 국내 학술 논문 검색 사이트인 학술연구정보서비스(http://riss.kr), 국회전자도서관(http://dl.nanet.go.kr), 뉴논문(http://www.newnonmun.com), 한국학술정보(http://kiss.kstudy.com), DBpia(http://www.dbpia.co.kr)을 활용하였으며, 검색어는 ‘자기통제력’을 사용하였다. 검색된 논문 중 메타분석에 적합한 학위논문 15편, 학술지 논문 23편 논문만을 선택한 후, 가정환경 변인군과 개인심리변인군으로 분류하여 분석하였다.

수집된 분석 대상 자료를 메타분석에 적합하도록 코딩한 항목은 연구자, 발행시기, 상관계수, 표본 수, 구성요소, 연구대상 특성, 연구대상 연령, 연구대상 성별, 연구자전공, 측정도구, 논문유형 등으로 구분하여 처리하였다. 이를 기초로 하여 Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein(2009)가 개발한 CMA(Comprehensive Meta Analysis) version 2 소프트웨어를 활용하여 메타분석을 실시하였다.

메타분석의 모형은 고정효과모형(fixed effects model)과 무선효과모형(random effects model)으로 구분된다. 고정효과모형은 모든 연구의 모집단의 효과크기는 동일하다고 가정하므로, 효과크기의 동질성을 가정하게 되므로 연구간 분산은 0으로 고정된다. 반면 무선효과모형은 모든 연구의 모집단 효과크기는 서로 다르다는 것을 가정한다. 즉 무선효과모형은 연구들이 표본, 개입방법 등이 서로 다르기 때문에 효과크기의 이질성을 가정하고 연구간 편차를 인정한다. 따라서 가중치가 보다 균형적이고 표준오차가 크고 신뢰구간이 더 크다(황성동, 2014).

어떤 연구자들은 처음에는 고정효과모형으로 계산했다가 동질성 검증의 결과 통계적으로 유의하게 나타나면 무선효과모형으로 전환하는 방식을 시도한다. 하지만 Borenstein 등(2009)은 이러한 방식을 지양하도록 권고하였다. 왜냐하면 무선효과모형을 선택하는 것은 통계적 검정의 결과에 기초해서가 아니라 메타분석에 포함된 연구들이 모두 동일한 모집단 효과크기를 공유하느냐 아니냐에 기초해야 하기 때문이다. 즉 무선효과모형은 연구자들에 의해 각각 독립적으로 이루어진 연구들이며, 연구결과를 다른 집단에도 일반화하여 적용하고자 하는 경우에 적합하다(Borenstein et al., 2009).

본 연구 역시 각각의 연구자들에 의해 독립적으로 이루어졌으며, 연구결과를 일반화하여 적용하고자 하는 것이 목적이므로, 무선효과모형을 적용하여 메타분석을 실시하였다.

상관계수의 가장 일반적인 형태는 pearson의 적률상관계수이므로, 본 연구에서도 pearson의 적률상관계수를 효과크기를 보고하는 데 사용하였다. Borenstein 등(2009)은 분석과정에서 상관계수 자체를 사용하기보다는 Fisher Z로 변환하여 계산한 후 다시 상관계수로 변환하여 보고할 것을 권고하였다. 이에 따라, 본 연구에서도 개별 연구에서 도출된 통계치는 Fisher Z로 변환한 후 통합계산 하였고, 해석의 편의를 위해 분석된 결과를 다시 상관계수 형태로 변환하여 보고하였다. 수식 1을 통해 상관계수를 Fisher Z로 전환하고, 분산(V_s )을 통해 표준오차(SE_z )를 산출하여 최종적으로 상관계수로 복원하여 보고되었다(Borenstein et al., 2009).

이상의 방법을 통해 산출된 효과크기는 Cohen(1988)의 효과크기 해석 기준과 95% 신뢰구간을 적용하여 해석하였다. Cohen(1988)이 제시한 효과크기는 작은 효과크기(ES_r ≤ .10), 중간 효과크기(ES_r = .30), 큰 효과크기(ES_r ≥ .50)로 해석되며, 본 연구결과도 이에 근거하여 해석하였다.

또한 메타분석의 목표는 단순히 효과크기의 평균을 도출하는 데 있지 않고 효과크기의 전체 패턴을 이해하는 데 있다. 효과크기의 이질성은 이질성 통계치(I² )를 의미하기도 하고, 효과크기 간의 차이 또는 각 연구 간의 효과크기의 분포를 의미한다(황성동, 2014). I² 값은 실제 분산, 즉 연구간 분산의 비율로 로 계산할 수 있다. I² 가 25%이면 작은 정도의 이질성, I² 가 50%이면 중간 정도의 이질성, I² 가 75%이면 큰 정도의 이질성으로 해석이 된다. 실제 I² 가 50%이상이고, 동질성 검증의 유의확률 값이 .10보다 작은 경우 효과크기의 이질성은 상당하다고 본다(Higgins & Green, 2011). 따라서 본 연구에서도 I² 를 통해 효과크기의 분포 정도를 해석하였다.

출판편향(publication bias)의 일반적인 의미는 연구결과의 속성이나 방향에 따라 연구 결과가 출간되거나 출간되지 못하는 오류(bias)를 말한다(Higgins & Green, 2011). 출판편향이 발생한 경우, 메타분석의 자료로 선정된 연구들이 전체 연구들의 특성을 제대로 반영한다고 보기 어려우므로, 메타분석을 실시하기 전에 메타분석에 활용된 표본들에 대한 출판편향을 살펴보는 것은 중요하다. 출판편향을 확인할 수 있는 방법은 다양하나, 출판편향을 확인하기 위한 하나의 완벽한 방법은 존재하지 않는다(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2005).

출판편향을 확인하기 위해서 지금까지 많은 연구에서 일반적으로 fail-safe N(안정성 계수)방법을 활용해왔지만, 이 방법은 누락된 연구의 평균 효과크기의 기준에 따라 N에 대한 추정이 매우 다양하게 산출된다(Becker, 2005). 연구자들은 fail-safe N이 실질적인 유의성(substantial significance)에 초점을 두는 것이 아니라 통계적 유의성(statistical significance)에 초점을 두고 있으므로, fail-safe N 방법을 이용하지 않아야 한다고 주장하고 있다(Littell, Corcoran, & Pillai, 2008). 다음으로, Egger의 회귀분석 방식이다. Egger, Smith, & Altman(2003)은 순위상관 대신 실제 효과크기와 표준오차와의 상관을 통해 효과크기 분포의 비대칭성을 수치화하는 방법을 제시하였다. 출판편향이 없는 경우, 표준화 된 효과크기의 정확도를 통해 추정된 회귀절편은 0과 유의한 차이를 보이지 않는다. 이 방법은 순위상관을 활용한 방법보다 검정력이 높다는 특징을 가지고 있다(Egger et al., 2003; Sterne & Egger, 2001). 마지막으로 Duval과 Tweedie(2000)가 제시한 Trim and Fill 방식은 funnel plot에서 표준오차에 따른 효과크기의 분포가 비대칭적일 경우, 보고되지 않은 효과크기를 추정하여 채워 넣음으로써 대칭적인 분포를 만들어 편향되지 않은 효과크기를 추정할 수 있는 방법을 제시하였다. 이상에서 제시한 선행연구에 근거하여 본 연구에서는 Egger의 회귀분석 방식과 Trim and Fill 방식을 통하여 출판편향을 살펴보았다.

본 연구의 분석 대상이 된 개별 효과크기들의 전체적인 분포를 확인하고, 표본오차와 효과크기의 관계를 보여주는 funnel plot(그림 1)을 통해 오류가 존재하는지 확인하였다. X축에는 효과크기(Fisher's Z)로 Y축은 표준오차로 한 그림 1의 funnel plot을 보면 효과크기의 분포가 대칭임을 쉽게 인지할 수 있다.

추가적으로 Egger 등(2003)의 회귀분석으로 확인한 결과 표 1과 같이 회귀절편(intercept)의 유의성을 양측검증을 통해 살펴본 결과 유의하지 않아 출판편향이 없음을 알 수 있다.

또한 Duval과 Tweedie(2000)가 개발한 Trim and Fill 기법을 이용하여 비대칭이 되도록 교정한 결과값이 표 2이다.

표 2와 같이 Trim and Fill 기법을 이용하여 비대칭이 있다면 대칭으로 교정할 수 있는데 교정되어야 할 연구가 0임을 확인할 수 있으며, 그림 1과 같이 본 연구의 funnel plot에는 추가된 점들이 없음을 알 수 있다.

위의 두 통계치를 종합해 보았을 때, 본 연구의 분석대상이 된 연구 결과물들에 출판편향이 존재한다고 보기 어려우며, 본 연구 결과의 타당성을 의심할만한 근거는 없는 것으로 판단된다.

자기통제력에 관련된 가정환경 촉진변인군의 효과크기를 분석한 결과는 표 3에 나타난 것과 같다. 가정환경 촉진변인군에 대한 메타분석을 실시한 결과, 27사례에 대한 효과크기가 .201로 산출되었으며, Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 작은 효과크기에 해당한다. 95% 신뢰구간에서 .188에서 .214의 신뢰구간을 가진 것으로 분석되어 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않아 유의하게 평균효과가 존재하는 것으로 나타났으며, 가정환경 변인군의 상관효과크기의 차이는 통계적으로 유의하였다(Q_b =492.606, p<.001).

자기통제력에 관련된 가정환경 촉진변인군의 하위 변인은 Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 모 의사소통(.501)은 큰 효과크기, 부 의사소통(.485), 애정적인 부모양육태도(.358)는 중간 효과크기, 부모애착(.228), 부 교육수준(.146), 모 교육수준(.128), 생활만족도(.128)는 작은 효과크기인 것으로 확인되었으며, 가정 경제수준(.052)은 효과크기가 없는 것으로 확인되었다. 모 의사소통과 부모애착을 제외하고는 I² 값이 모두 50%이상인 것으로 확인되어 각 연구 간의 효과크기의 분포 정도가 큰 것으로 해석할 수 있다.

가정환경 촉진변인군에 관련된 연구는 39개 사례로 조사되었으나, 하위 변인의 사례가 하나인 경우는 메타분석하기에 부적합하므로 제외하여, 표 4와 같이 27개의 사례를 통합하여 실시하였다. 12개의 사례가 제외되었지만 본 연구 결과에 영향을 미치지는 않았다. 본 연구에서 제외된 가정환경 촉진변인군의 하위변인에는 가족지지, 가족퇴행, 부모인지, 모의 심리적 독립, 모의 자기통제력, 모의 자아분화, 모의 효능감, 부의 리더십, 부의 심리적 독립, 부의 자기통제력, 부의 직업이 있었다. 이 중 가족지지(.559)가 효과크기가 가장 높은 것으로 나타났으며, 부 직업(.492), 부의 자기통제력(.277), 모의 자기통제력(.266), 모의 자아분화(.213) 순으로 효과크기가 큰 것으로 나타났다.

자기통제력에 관련된 개인심리 촉진변인군의 효과크기를 분석한 결과는 표 4에 나타난 것과 같다. 개인심리 촉진변인군에 대한 메타분석을 실시한 결과 13사례에 대한 효과크기는 .458로 나타났으며, Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 중간 효과크기에 해당한다. 95% 신뢰구간에서 .434에서 .482의 신뢰구간을 가진 것으로 분석되어 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않아 유의하게 평균효과가 존재하는 것으로 나타났으며, 개인심리 촉진변인군의 상관효과크기의 차이는 통계적으로 유의하였다(Q_b =87.791, p<.001).

자기통제력에 관련된 개인심리 촉진변인군의 하위 변인은 Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 공감(.663)은 큰 효과크기, 자아존중감(.437), 자아분화(.348), 긍정정서(.325)는 중간효과크기인 것으로 확인되었다. 자아분화를 제외하고는 I² 값이 모두 50%이상인 것으로 확인되어 각 연구 간의 효과크기의 분포 정도가 큰 것으로 해석할 수 있다.

개인심리 촉진변인군에 관련된 연구는 24개의 사례로 조사되었으나, 하위 변인의 사례가 하나인 경우는 메타분석하기에 부적합하여 제외하여, 표 5와 같이 13개의 사례를 통합하여 실시하였다. 11개의 사례가 제외되었지만 본 연구 결과에 영향을 미치지는 않았다. 본 연구에서 제외된 개인심리 촉진변인군의 하위변인에는 개방성, 도덕적 자아, 성실성, 스트레스 대처, 외향성, 우호성, 자기효능감, 주도성, 친사회성이 있었다. 이 중 성실성(.908)이 효과크기가 가장 높은 것으로 나타났으며, 자기효능감(.678), 자신감(.563), 개방성(.590) 등의 순으로 효과크기가 큰 것으로 나타났다.

자기통제력에 관련된 가정환경 억제변인군의 효과크기를 분석한 결과는 표 5에 나타난 것과 같다. 가정환경 억제변인군에 대한 메타분석을 실시한 결과, 9사례에 대한 효과크기가 .087로 산출되었으며, Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 효과크기가 없는 것에 해당한다. 95% 신뢰구간에서 -.115에서 -.059의 신뢰구간을 가진 것으로 분석되어 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않아 유의하게평균효과가 존재하는 것으로 나타났으며, 가정환경 억제변인군의 상관효과크기의 차이는 통계적으로 유의하였다(Q_b =70.980, p<.001).

자기 통제력에 관련된 가정환경 억제변인군의 하위 변인은 Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 거부적인 부모의 양육태도(-.301)는 중간효과크기, 부모학대(-.208)는 작은 효과크기인 것으로 확인되었고, 과보호적 부모의 양육태도(-.081)와 모의 취업유무(-.018)는 효과크기가 없는 것으로 확인되었다. 95% 신뢰구간에서 모의 취업유무롤 제외하고는 모두 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않아 유의하게 평균효과가 존재하는 것으로 나타났다.

가정환경 변인군에 관련된 연구는 15개 사례로 조사되었으나, 하위 변인의 사례가 하나인 경우는 메타분석하기에 부적합하여 제외하여, 표 6과 같이 9개의 사례를 통합하여 실시 하였다. 6개의 사례가 제외되었지만, 본 연구 결과에 영향을 미치지는 않았다. 본 연구에서 제외된 가정환경 변인군의 하위변인에는 모의 지시적 언어, 부모갈등, 방임적인 부모양육태도, 부모 언어적 공격성, 부모의 폭력성이 있었다. 이 중 방임적인 부모양육태도(-.497)가 효과크기가 가장 높은 것으로 나타났으며, 부모갈등(-.208), 부모의 폭력성(-.213) 순으로 효과크기가 큰 것으로 나타났다.

자기 통제력에 관련된 개인심리 억제변인군의 효과크기를 분석한 결과는 표 6에 나타난 것과 같다. 개인심리 억제변인군의 효과크기는 -.322로 나타났으며, Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 중간 효과크기에 해당한다. 95% 신뢰구간에서 -.340에서 -.304의 신뢰구간을 가진 것으로 분석되어 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않아 유의하게 평균효과가 존재하는 것으로 나타났으며, 개인심리 변인군의 상관효과크기의 차이는 통계적으로 유의하였다(Q_b =214.447, p<.001).

자기 통제력에 관련된 개인심리 억제변인군의 하위 변인은 Cohen(1988)이 제안한 효과크기 해석 기준으로 보면, 심리적 반발심(-.523)은 큰 효과크기, 우울(-.487), 불안(-.421)은 중간효과크기, 공격성(-.223), 스트레스(-.196), 부정정서(-.188)는 작은 효과크기인 것으로 확인되었다. 스트레스를 제외하고는 I² 값이 모두 50%이상인 것으로 확인되어 각 연구 간의 효과크기의 분포 정도가 큰 것으로 해석할 수 있다.

자기통제력에 관련된 개인심리 억제변인군에 관련된 연구는 25개 사례로 조사되었으나, 하위 변인의 사례가 하나인 경우는 메타분석하기에 부적합하여 제외하여, 표 7과 같이 20개의 사례를 통합하여 실시하였다. 5개의 사례가 제외되었지만 본 연구 결과에 영향을 미치지는 않았다. 본 연구에서 제외된 개인심리 억제변인군의 하위변인에는 심리적 부적응, 외로움, 적대감, 정서적 불안정, 정신증이 있었다. 이 중 심리적 부적응(-.388)이 효과크기가 가장 높은 것으로 나타났으며, 적대감(-343), 정서적 불안정(-.266) 순으로 효과크기가 큰 것으로 나타났다.

본 연구에서는 연구대상(표본) 특성, 연구대상 연령, 연구대상 성별을 중재변인으로 설정하여 효과크기의 차이를 살펴보았으며, 그 결과는 표 7과 같다.

자기통제력에 관련된 변인군의 효과크기는 연구대상의 특성에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였으며(Q_b =185.181, p<.001), 일반인을 대상으로 실시한 연구가 대부분을 차지하였다. 자기통제력에 관련된 변인군의 효과크기는 연구대상의 연령에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였으며(Q_b =654.816, p<.001), 중ㆍ고등학생을 대상으로 실시한 연구가 가장 많은 것으로 나타났다. 자기통제력에 관련된 변인군의 효과크기는 대학생을 대상으로 하였을 때 .301로 가장 높았다. 자기통제력에 관련 된 변인군의 효과크기는 연구대상의 성별에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였으며(Q_b =56.365, p<.001), 남ㆍ여 혼성으로 실시한 연구가 대부분을 차지하였다.

본 연구는 메타분석적 접근을 통해 자기통제력에 관련된 가정환경 변인군과 개인심리적 변인군들을 종합하기 위한 목적으로 촉진변인군과 억제변인군으로 나누어 효과크기를 분석하고, 중재변인(연구대상의 특성, 연령, 성별)에 따른 차이도 살펴보고자 하였다. 이러한 분석결과는 자기통제력과 관련된 후속 연구의 방향을 제시하고, 자기통제력을 촉진시키거나 억제변인을 제거하기 위한 실천적인 개입에 대한 근거자료로 활용될 수 있을 것이다. 본 연구에 나타난 주요 결과를 연구 목적에 비추어 논의해 보면 다음과 같다.

자기통제력에 관련된 변인군 중 개인심리 변인군이 가정환경 변인군보다 효과크기가 더 큰 것으로 나타났는데 이는 자기통제력에 대한 개입에 있어서 심리적 변인에 대한 중요성을 뒷받침하는 결과로 해석될 수 있다. 이러한 결과는 자기통제력을 관리하는 데 있어서 심리적인 특징이 중요한 역할을 담당한다는 것으로, 이는 본 연구의 대상이 된 논문의 주요 연구 대상이 아동이나 청소년으로서 이들은 발달적 특성상 가족의 지지를 벗어나 자율성과 독립성을 획득하려고 하면서 가족 환경의 영향보다 자신에 대한 존재감과 정체감 등 심리적인 면에 관심을 기울이기 때문에 나타난 결과로 해석될 수 있다.

먼저, 자기통제력에 관련된 가정환경 촉진변인군 모두 유의한 효과크기를 갖는 것으로 나타났으며, 모와 부의 의사소통방식이 자기통제력에 관련된 가정환경 촉진변인군 중 가장 큰 효과크기를 가진 하위변인군으로 확인되었다. 이러한 결과는 부모의 개방적인 의사소통방식이 개인의 사회화에 핵심적인 역할을 하는 자기통제력에 영향을 미치는 중요한 요인임을 시사하고 있는 선행연구(김두섭, 민수홍, 1996; 박승채, 2008) 결과와 일치하며, 이는 부모의 개방적인 의사소통이 자기통제력을 촉진시켜주는 강력한 예측요인이 됨을 확인시켜 주는 결과이다. 부모와의 개방적인 의사소통이 이루어진 가정의 자녀는 사회적으로 수용가능한 방식으로 의사표현을 사용하게 되므로, 자기통제력이 요구되는 상황에서 자제력이 잘 발휘될 수 있을 것으로 생각해볼 수 있다. 하지만, 부모의 의사소통에 사용된 분석대상 자료의 연구대상이 모두 초등학생이었으므로, 후속연구에서는 청소년과 대학생 등을 대상으로 한 연구의 확대가 필요하다고 할 수 있다. 또한 애정적인 부모양육태도에 대한 연구는 초등학생부터 대학생까지 다양한 연령을 대상으로 이루어졌고 가장 연구가 많이 이루어진 변인이며, 부모 의사소통 다음으로 효과크기가 큰 것으로 확인되어 자기통제력에 관련된 가정환경 촉진변인군 중 중요한 변인으로 확인되었다. 또한 Gottfredson과 Hirschi(1990)에 따르면, 자녀의 자기통제력은 부모의 효과적인 양육방식에 의해 형성되므로 부모가 자녀의 행동을 관찰하여 잘못된 행동을 애정적인 태도로 지적을 하게 되면, 그 결과 자녀는 욕구를 지연시킬 수 있고 다른 사람의 이해관계와 욕구에 민감하며 독립적이고 행동에 대한 통제력을 갖게 된다고 하였다. 이러한 연구는 적극적, 사회지지적 문제해결 능력을 기르고 일시적 충동이나 즉각적인 만족을 자제하는 인내력인 자기통제력을 향상시키기 위해서는 부모의 애정적이고 자율적이며 성취, 합리적인 양육태도가 필요하다고 할 수 있다. 따라서 자기통제력을 촉진하기 위하여 가정환경에 대한 개입을 할 때는 부모의 양육태도와 의사소통 방식에 초점을 맞추는 것이 효과적이라고 할 수 있다.

둘째, 자기통제력에 관련된 개인심리 촉진변인군도 모두 유의한 효과크기를 갖는 것으로 나타났으며, 공감이 자기통제력에 관련된 개인심리 촉진변인군 중 가장 큰 효과크기를 가진 하위변인군으로 확인되었다. 이는 공감과 자기통제력이 정적인 상관이 있고, 공감수준이 높으면 긍정적인 자아개념이 형성될 경향이 높아서 장기적인 만족을 지향하는 자기 통제력이 향상됨을 보여준 Tangney(1991)의 연구결과를 지지하고 있다고 볼 수 있다. 또 공감능력이 높으면 원치 않은 유혹을 잘 처리하여 일시적인 충동을 통제하여 자기통제력이 높아짐을 보여준 Ainslie(2006)의 연구와도 같은 맥락이라고 여겨진다. 이러한 결과는 공감수준이 높을수록 타인의 관점을 잘 이해하고 타협하여 단기적인 만족을 지연시키고 유혹을 잘 처리할 수 있기 때문에 자기통제력에 영향을 미치는 것으로 이해할 수 있을 것이다. 하지만, 본 연구에서 분석된 공감과 관련된 자료의 사례수가 적고, 연구대상도 초등학생과 대학생에 국한되었으므로, 이후 연구에서는 공감이 자기통제력에 미치는 영향력에 대한 다양한 연구가 뒷받침될 필요가 있을 것이다. 또한 자기통제력을 향상시키는 개인심리 변인군 중 자아존중감에 관련된 연구가 가장 많이 이루어지고 있었고, 중요한 예측인자로 파악이 되었다. 이는 자아존중감이 높은 청소년일수록 자기통제력이 높은 것으로 나타난 연구(Paternoster & Brame, 2000), 자신의 가치와 능력에 대한 평가적인 신념으로서 개인이 지각하는 가치감인 자아존중감이 높으면 아동의 내적 통제수준이 높아지고 환경에 대한 긍정적인 적응을 하게 됨을 밝힌 신지현(2008)의 연구와도 일치한다고 할 수 있다. 이러한 결과는 자기 자신에 대한 가치감인 자아존중감이 스스로에게 긍정적 평가를 가능하게 함으로써, 자신에게 주어진 상황을 긍정적으로 인식하여 미래의 만족을 위해 현재의 만족을 지연시킬 수 있는 자기통제력이 향상되는 것으로 파악이 된다.

셋째, 자기통제력에 관련된 가정환경 억제변인군에서는 모의 취업유무를 제외하고는 모두 유의한 효과크기를 가지는 것으로 나타났다. 유의한 효과크기를 갖는 것으로 나타난 하위 변인 중에서 거부적인 부모양육태도의 효과크기가 가장 큰 것으로 확인되었고, 부모의 학대, 과보호적인 부모양육태도 순으로 나타났다. 이러한 결과는 낮은 자기통제력의 근원은 부모의 잘못된 양육태도에서 비롯된다고 한 Gottfredson과 Hirschi(1990)의 연구와도 일치한다. 이는 부모의 거부적이거나 과보호적인 태도, 학대 등이 자녀의 불안정 애착을 초래함으로써 자녀는 심리적 불안과 분노, 공격성이 높아지고 이로 인해 타인을 배려하거나 욕구 충족을 유보할 수 있는 능력인 자기통제력을 갖기 어렵게 되는 것으로 이해할 수 있다. 또한 자기통제력에 관련된 가정환경 억제변인군에서 주목해볼 것은 모의 취업유무는 자기통제력에 유의한 효과를 미치지 않는다는 점이다. 이러한 결과는 취업상태에 있는 어머니의 경우, 자녀에 대한 양육이 상대적으로 소홀하게 되어 자녀에 대한 감독이나 통제가 효과적이지 못하게 되어 자녀의 자기통제력 형성에 부정적인 영향을 미친다고 한 Gottfredson과 Hirschi(1990)의 연구와는 차이가 있다. 본 연구결과를 좀 더 살펴보면, 초등학생의 경우에는 어머니의 취업이 자녀의 자기통제력에 부정적인 영향을 미치지만, 고등학생의 경우에는 어머니의 취업이 오히려 자녀의 자기통제력을 촉진시키는 것으로 나타났다. 따라서 어머니의 취업유무가 자기통제력에 유의한 효과가 미치지 않는 것으로 나타난 본 연구결과는 이와 같이 연구대상(표본)의 차이에서 오는 영향으로도 해석할 수 있을 것이다.

넷째, 자기통제력에 관련된 개인심리 억제변인군에서는 모두 유의한 효과크기를 갖는 것으로 나타났다. 심리적 반발심은 자기통제력에 관련된 개인심리 억제변인군 중 가장 효과크기가 큰 하위변인군으로 확인되었다. 이러한 결과는 Dowd, Wallbrown, Sanders, & Yesenosky(1994)이 326명의 성인을 대상으로 심리적 반발심과 자기통제력과의 관계를 조사하였더니 심리적 반발심이 자기통제력에 부적영향을 미치는 것으로 나타난 연구와 일치한다. 또한 심리적 반발심이 높은 개인은 방어적이고 자기우월적(Dowd et al., 1994)이며, 미래의 결과를 고려하지 않고 행동한다(Buboltz et al., 2003)는 선행연구들도 본 연구결과를 지지한다고 할 수 있다. 즉 심리적 반발심이 높은 개인은 자신의 자유를 위협받게 되면 자기통제력이 낮아져 장기적인 결과를 고려하지 않고, 순간적인 기분대로 즉각적인 만족을 추구하게 되는 경향이 있는 것으로 해석할 수 있을 것이다. 하지만 본 연구에서의 심리적 반발심과 관련하여 분석된 자료의 연구대상은 청소년기로 한정되어 있으므로, 일반화하여 해석할 때는 신중할 필요가 있을 것이다. 심리적 반발심과 자기통제력 간의 관계에 대한 연구가 많지 않아 이에 대한 경험적인 연구를 통해 재확인되어야 할 것으로 여겨진다. 우울 역시 자기통제력과 관련된 중요한 심리적 변인인 것으로 나타났다. 이러한 결과는 우울, 자기통제력, 비행과의 관계를 설명한 연구(Remster, 2014)에서 우울한 징후를 보이는 청소년일수록 자기통제력이 감소되고, 비행행동이 증가한다는 결과와 우울정도가 높은 청소년일수록 자기통제력이 감소된다는 연구결과(Lewinsohn, Olino, & Klein, 2005)와도 일맥상통한다고 할 수 있다. 또한 우울, 불안과 같은 성격적 문제가 있는 청소년들은 주변인(친구, 부모)의 빈번한 도움을 받기 때문에 자기통제력이 떨어진다는 연구(박정희, 이은희, 2008), 낮은 또래지지로 우울을 경험하는 청소년들이 자기통제력이 감소된다는 연구(어유경, 2005)등도 본 연구 결과와 맥락을 같이한다고 할 수 있다. 이는 사람들이 우울한 느낌에서 벗어나기 위해 쾌락을 찾거나 즉각적인 효과를 얻고자 한다는 연구(조민자, 2012)와 연결하여 보면, 우울이 높을수록 장기적인 목표달성을 위하여 즉각적 만족을 추구하는 행동을 지연시키고 인내해야 하는 자기통제력은 감소될 수밖에 없음을 의미한다고 할 수 있다.

반면에 공격성과 스트레스는 상대적으로 효과크기가 낮은 것으로 확인되었다. 이는 공격성이 높을수록 이를 통제하지 못하는 행동이 반복되어 자기통제력의 약화로 연결된다는 연구들(김광웅, 부정민, 2006; 김선영 외, 2004; 진미희, 2009; 최준석, 류진아, 2012)과는 다소차이가 있다. 하지만 공격성과 자기통제력의 관계를 살펴보면 낮은 자기통제력이 공격성의 원인이 됨을 밝혀놓은 연구도 확인할 수 있다(신주혜, 2009; 전주람, 김순옥, 2012; 주성연, 2006; Olweus, 1980). 그러므로 이후 연구에서 공격적 행동이 자기통제력과의 관계에 대한 경험적인 확인을 토대로 공격성이 자기통제력에 미치는 효과가 다소 낮은 원인을 파악할 필요가 있을 것이다.

다섯째, 연구대상의 특성, 연령, 성별을 중재변인으로 설정하여 자기통제력과 관련된 촉진변인군과 억제변인군들이 자기통제력과의 관계에서 어떠한 영향을 미치는지 살펴보았다. 먼저 연구대상의 특성을 중재변인으로 설정하였을 때, 자기통제력 관련변인의 효과크기가 차이가 있는 것으로는 나타났으나 일반인을 대상으로 한 연구가 대부분을 차지하고 있어서 직접적으로 비교하기에는 제한이 있었다. 후속연구에서는 다양한 대상으로 연구가 진행될 필요가 있을 것이다. 연구대상의 연령에서도 자기통제력 관련변인군의 효과크기는 차이가 있는 것으로 나타났으며, 대학생의 효과크기가 가장 큰 것으로 나타났고 초등학생, 취학전 아동, 중ㆍ고등학생의 순으로 나타났다. 이러한 연구결과는 여러 메타분석결과에서 대학생을 대상으로 하였을 때(김지혜, 2006; 이안나, 2003; 조민아, 2004) 효과크기가 가장 큰 것으로 나타나 본 연구결과를 지지한다고 할 수 있다. 대학생은 경제적 사회적 독립을 준비하는 시기이므로 장기적인 목표달성을 위해 지금 당장의 욕구를 지연하고 순간의 충동적인 행동, 정서, 사고 등을 자제하고 억제하는 자기통제력이 다른 연령보다 높은 것으로 이해된다.

연구대상의 성별에 따라서도 자기통제력 관련변인군의 효과크기는 차이가 있는 것으로 나타났으며, 남성의 효과크기가 여성과 혼성에 비해 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과는 남자 청소년이 여자 청소년보다 장기적인 만족을 추구하여 자기통제력이 높은 것으로 나타난 선행연구(권오숙, 2005)와 독어와 수학의 학업성취력에 자기통제력이 미치는 영향력을 성별에 따라 구분하여 분석한 결과 남자 청소년이 자기통제력이 더 높고, 높은 학업성취를 보이고 있었다는 연구(Weis, Heikamp, & Trommsdorff, 2013)와도 맥락을 같이하고 있다고 볼 수 있다. 이는 남자 청소년이 여자 청소년보다 유혹에 대한 저항을 잘하는 것을 밝힌 소현하(2008)의 연구 결과와 연결시켜 보면, 남자 청소년이 여자 청소년보다 주변의 유혹으로부터 잘 견뎌내기 때문에 장기적인 만족을 위하여 일시적이고 즉각적인 만족을 참아 내는 능력이 강한 것으로 해석할 수 있을 것이다. 하지만 이 연구 결과에 대해서는 남성이 여성에 비해 충동성이 강하고 여성이 감정을 내재화 하는 경향이 높은 데 비해 남성은 감정을 외현화 하는 경향이 높다는 점(서봉언, 2014)과, 본 연구에서 분석된 자료들이 남성을 대상으로 한 연구가 여성을 대상으로 한 연구의 4배 정도를 차지하고 있다는 점에서 신중한 해석이 필요하다.

정리하면, 자기통제력에 관련된 촉진변인군와 억제변인군 모두 개인심리 변인군의 효과크기가 큰 것으로 나타나, 자기통제력에 실직적인 도움을 주기 위해서는 심리적인 개입이 무엇보다 우선적으로 이루어져야 함을 시사하는 것이라고 할 수 있으며, 개인의 공감수준과 자아존중감을 향상시킬 수 있도록 개입하는 것이 바람직할 것이다. 자기통제력을 억제시키는 변인을 제거하여 자기통제력을 향상시키고자 할 때는 개인의 심리적 반발심이나 우울과 불안을 치료할 수 있도록 하는 개입을 하는 것이 도움이 될 것이다. 이러한 연구결과는 자기통제력을 촉진시키기 위한 개입과 자기통제력을 억제시키는 변인을 제거하기 위한 개입을 하고자 할 때 그 근거가 될 수 있는 실질적이며 유용한 자료로 제공될 수 있을 것이다.

마지막으로 본 연구의 몇 가지 제한점과 제언을 하면 다음과 같다.

첫째, 메타분석은 기존 선행 연구결과를 대상으로 하기 때문에 분석대상이 되는 연구에서 사용한 척도들과 입력 통계치의 정확도에 있어서는 다소의 의문이 생길 수 있다. 본 연구에서의 효과크기를 산출함에 있어 연구물들의 질을 평가할만한 구체적인 평가기준이 미비하여 논문의 질에 따른 가중치 적용기준을 확보하지 못함에 한계가 있다. 후속연구에서는 논문의 질을 평가할 수 있는 다양한 도구와 기준이 제공될 필요가 있다.

둘째, 본 연구에서는 국내자료로만 한정하여 메타분석을 실시하여 횡단적인 비교는 실시하지 못하였다. 후속연구에서는 국외자료도 메타분석자료에 포함하여 자기통제력에 관련된 변인군에 대한 국내ㆍ외에 대한 횡단적인 비교도 분석할 필요가 있을 것이다.

셋째, 본 연구에서는 국내에서 발간된 학위논문과 학술지 논문 중 온라인상에서 원문을 구하기 어려운 논문은 분석에서 제외되었다. 만약 제외된 논문의 연구결과가 포함되었을 경우 전체 효과크기는 다소 차이가 날 수 있으므로, 후속 연구에서는 이에 대한 보완이 필요할 것이다.

넷째, 자기통제력을 측정하는데 사용한 측정도구의 하위영역은 크게 충동성 통제, 즉각적인 만족을 인내하는 능력 등으로 구분할 수 있으나, 동일 측정도구로 사용된 연구의 수가 한계가 있고, 측정도구 또한 다양한 하위영역을 지니고 있어 자기통제력 측정도구를 고려한 분석은 실시하지 못하였다. 따라서 후속연구에서는 측정도구를 고려한 분석도 고려할 필요가 있을 것이다.