본 연구의 자료는 서울과 경기도에 위치한 중학교 2곳의 2, 3학년 남녀 학생을 대상으로 수업시간 중 학생들의 동의를 얻어 설문지 조사방법으로 수집되었다. 총 270명의 학생이 설문에 응답하였으며, 전체 문항 중 무응답 문항이 1/3이 넘는 불성실 응답 설문지를 제외한 228부가 최종분석에 사용되었다. 연구대상의 학년분포는 2학년이 154명(67.5%), 3학년이 74명(32.5%)이며, 성별분포는 남학생이 133명(58.3%), 여학생이 95명(41.7%)이다.

학교폭력 피해경험 및 가해경험

학교폭력 경험은 박영신과 김의철(2001)이 개발한 20문항을 사용하여 측정하였다. 학교폭력 경험 척도는 피해경험 10문항과 가해경험 10문항으로 구성되어있으며 점수가 높을수록 피해 혹은 가해경험이 많은 것을 의미한다. 개발자가 보고한 신뢰도 계수(Cronbach‘s α)는 학교폭력 피해경험은 .90, 가해경험은 .91이며, 본 연구의 신뢰도 계수는 피해경험은 .96, 가해경험은 .98이다.

자존감 척도(Rosenberg Self-Esteem Scale: RSES)

자존감은 Rosenberg(1965)가 개발하고 이훈진과 원호택(1995)이 번안한 척도를 연구자가 수정하여 사용하였다. 이 척도는 자기개념의 평가적 요소를 측정하며, 특정영역에 국한되지 않는 전반적인 자존감을 측정한다. 총 10문항으로 이루어져 있으며 5점 Likert 척도로 평정하여, 점수가 높을수록 높은 자존감을 의미한다. 부정문항인 3, 5, 8, 9, 10번 문항은 역환산하여 계산하였다. 번안자가 보고한 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .89이며, 본 연구의 신뢰도 계수는 .86이다.

자존감 안정도 척도(Stability of Self-Esteem Scale: SSES)

자존감 안정도 척도는 장재원과 신희천(2011)이 시간과 상황에 걸친 자존감의 안정성을 측정하기 위해 개발한 것을 사용하였다. 총 10문항으로 구성되어 있으며, 원저자들의 연구에서의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .92, 검사-재검사 신뢰도는 .72이며, 본 연구에서의 신뢰도 계수는 .82이다. 문항의 예는 ‘내가 생각하는 나의 가치는 자주 변화한다.’, ‘나의 자존감은 기분에 따라 쉽게 변한다.’ 등이다. 5점 Likert 척도로 평정하며 점수가 높을수록 자존감 안정성이 높음을 나타낸다.

설문지 조사를 통해 수집된 자료는 통계소프트웨어 SPSS 18.0을 이용하여 분석하였으며, 분석 절차는 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 사용된 모든 측정도구는 척도 신뢰도 검증을 위해 신뢰도 계수(Cronbach‘s α)를 확인하였다. 둘째, 학교폭력 피해경험과 가해행동 간의 관계를 확인하기 위해서 평균의 차이검증과 단순회귀분석을 실시하였다. 셋째, 학교폭력 피해경험과 가해행동 간의 관계에서 자존감과 자존감 안정성의 조절효과를 확인하기 위해서 위계적 회귀분석을 실시하였다.

학교폭력 피해경험 유무에 따른 가해경험의 차이 검증

학교폭력 피해경험과 가해경험 간의 관계를 확인하기 위해 평균차이검증을 실시하였다. 피해경험 유무에 따른 가해경험의 차이를 확인한 결과는 표 1과 같다. 학교폭력 피해경험이 있는 청소년의 가해경험 평균은 1.43으로 학교폭력 피해경험이 없는 청소년의 가해경험 평균인 1.10에 비해 높은 것으로 나타났으며, 차이 검증 결과 통계적으로도 유의한 수준이었다(t=3.98, p<.001). 이는 학교폭력 피해를 당한 경험이 있는 청소년이 피해경험이 없는 청소년에 비해 가해경험이 더 많으며, 피해경험자의 경우 가해를 함께 경험하는 경향성이 높다는 것을 의미한다.

학교폭력 피해경험이 가해경험에 미치는 영향

위와 같이 학교폭력 피해경험이 있는 경우에 피해경험이 없는 경우 보다 가해경험이 더 많은 것을 확인한 후, 추가로 학교폭력 피해 경험이 학교폭력 가해경험에 미치는 효과를 확인하기 위해 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과 표 2에서 보는 바와 같이 학교폭력 피해경험이 학교폭력 가해경험에 미치는 영향은 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다(β=.444, p<.001). 이는 학교폭력 피해경험이 가해경험에 정적으로 영향을 미친다는 것을 의미한다.

학교폭력 피해경험과 가해경험의 관계가 개인의 자존감 수준에 따라 달라지는지 알아보기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며, 그 결과는 표 3에 제시하였다. 분석과정에서 예측변인인 학교폭력 피해경험과 조절변인인 자존감을 1단계에 투입하고 피해경험과 자존감의 상호작용 변인을 2단계에 투입하여, 주효과를 통제한 후에도 상호작용 효과가 유의한지 살펴보았다. 다중공선성을 고려하여 예측 변인과 조절변인의 표준화 값(Z)을 분석에 사용하였으며, 분산팽창요인(VIF)과 공차한계(Tolerence)를 확인하였다. 그 결과 분산팽창요인은 모두 0.1 이상이고, 공차한계는 모두 10 이하로 나타나, 일반적으로 공차한계(Tolerance)가 0.1이하 이거나 분산팽창요인(VIF)이 10이상이면 공선성이 존재한다는 기준(이학식, 임지운, 2011)에서 볼 때, 다중공선성 문제는 없는 것으로 확인되었다.

표 3을 살펴보면, 첫 번째 단계에서의 R²와 두 번째 단계에서의 R²간의 차이가 거의 없어(ΔR²=0.002, p=.461) 상호작용 변인으로 설명되는 변량이 통계적으로 유의미하지 않았다. 즉, 학교폭력 피해경험과 가해경험 간의 관계를 자존감이 조절하지 못함을 알 수 있다.

학교폭력 피해경험과 가해경험의 관계가 개인의 자존감 안정성에 따라 달라지는지 알아보기 위해 위계적 회귀분석을 실시하여 표 4와 같이 제시하였다. 앞서와 마찬가지로 다중공선성을 고려하여 예측변인과 조절변인의 표준화 값(Z)을 분석에 사용하였으며, 분산팽창요인(VIF)과 공차한계(Tolerence)를 확인하여 다중공선성 문제가 없음을 확인하였다.

표 4를 살펴보면, 첫 번째 단계에서의 R²와 두 번째 단계에서의 R²간의 차이가 통계적으로 유의미(ΔR²=0.022, p=.015)하게 나타나 조절효과가 존재함이 확인되었으며, 예측변인이 준거변인에 미치는 주효과를 통제한 후에도 상호작용 변인이 준거변인에 미치는 효과가 유의한 것으로 나타났다(β=-.194, p<.05). 즉, 자존감 안정성 수준에 따라 학교폭력 피해경험이 가해경험에 미치는 영향이 달라짐을 알 수 있다. 이러한 결과를 보다 구체적으로 살펴보기 위하여 조절 회귀식을 구하였고, 그 결과를 그림 2와 같이 도식화하여 그래프로 제시하였다.

그림 2를 보면, 자존감 안정성이 낮은 집단이 높은 집단에 비해 학교폭력 피해경험과 가해경험의 정적 관계가 더 뚜렷하게 보이는 것으로 나타났다. 이 결과는 자존감의 수준이 주변의 상황에 따라 쉽게 변하는(자존감 안정성이 낮은) 청소년이 그렇지 않은(자존감 안정성이 높은) 청소년에 비해 학교폭력 피해경험의 영향으로 인한 가해행동 변화 가능성이 높다는 것을 나타낸다.

위와 같이 학교폭력 피해경험이 가해에 미치는 영향은 청소년 개인의 자존감 안정성의 수준에 따라 달라진다는 것이 확인되었음에도 불구하고, 자존감 안정성의 의미에 있어, 높은 자존감이 안정적인지 혹은 낮은 자존감이 안정적인지를 구별하지는 못하였다. 따라서 자존감 안정성의 질적 의미(자존감이 높은지 혹은 낮은지)를 함께 확인해 볼 필요가 있다. 이에 ‘자존감’과 ‘자존감 안정성’을 모두 조절변인으로 투입하여 3원 상호작용을 확인하였다.

학교폭력 피해경험과 가해경험의 관계가 개인의 자존감과 자존감 안정성에 따라 달라지는지 알아보기 위해 위계적 회귀분석을 실시한 결과는 표 5와 같다. 분석과정은 예측변인인 학교폭력 피해경험과 두 개의 조절변인인 자존감과 자존감 안정성을 1단계에 투입하여 각각의 주효과를 통제한 후, 상호작용 항을 2단계에서 투입하여 상호작용 효과가 유의한지 살펴보았다. 상호작용 항 모두를 2단계에서 투입한 것은 통계검증을 여러 번 실시할 때 발생하는 1종 오류의 증가를 막기 위함이다(Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003: 서영석, 2010, 재인용). 또한 다중공선성을 고려하여 예측변인과 두 개의 조절변인(자존감, 자존감 안정성)은 표준화 한 값(Z)을 분석에 사용하였으며, 분석 결과에서 분산팽창요인(VIF)과 공차한계(Tolerence)를 확인하여 다중공선성 문제가 없음을 확인하였다.

표 5와 같이, 1단계로 투입된 피해경험, 자존감, 자존감 안정성은 학교폭력 가해경험의 변량을 22% 설명하였고, 2단계로 투입된 상호작용 변인들은 학교폭력 가해경험 변량을 추가적으로 5% 더 설명하였으며 이는 통계적으로 유의미한 수준이었다(ΔR²=0.05, p=.009). 그리고 1단계에서 각 변인의 주효과를 통제한 후에도 3원 상호작용 변인의 효과가 통계적으로 유의한 수준으로 나타남으로써(β=-.307, p=.008) 자존감과 자존감 안정성의 조절효과를 확인하였다. 즉, 자존감과 자존감 안정성의 수준에 따라 학교폭력 피해경험이 가해경험에 미치는 영향이 달라짐을 알 수 있다. 이러한 결과를 구체적으로 살펴보기 위하여 조절 회귀식을 구하여 그림 3과 같이 그래프로 제시하고, Dawson과 Richter(2006)의 검증방식에 따라 회귀선 기울기의 차이를 검증하여 표 6에 제시하였다.

그림 3을 살펴보면, 높고 안정적인 자존감을 가진 경우(a) 학교폭력 피해경험이 많을수록 가해경험을 하지 않는 것으로 나타났다. 반면 높지만 불안정적인 자존감을 가진 경우(b), 낮지만 안정적인 자존감을 가진 경우(c), 낮고 불안정적인 자존감을 가진 경우(d)에는 피해경험이 많을수록 가해경험도 증가하는 것으로 나타났다. 즉, 피해경험이 가해에 미치는 효과는 피해자의 자존감이 높고 안정적인 경우(a)에 나머지 세 가지 경우(b)(c)(d)와 확연히 다른 양상을 보인다는 것이 확인 되었다. 이 결과는 그래프 기울기의 차이 검증에서도 재확인된다. 표 6을 보면, 높고 안정적인 자존감을 가진 경우(a)의 회귀선은 나머지 세 개의 회귀선(b)(c)(d)과 통계적으로 유의미한 차이를 보였다.

또한 표 6의 결과에서, 높고 불안정한 자존감(b)과 낮고 불안정한 자존감(d) 간의 유의미한 차이를 보였다. 그림 3에서 역시, 높고 불안정한 자존감(b)의 경우 피해경험과 가해경험의 정적 상관이 다른 두 정적 상관 회귀선(c), (d)와 비교하여 가장 큰 기울기를 나타냈다. 즉, 높고 불안정적인 자존감을 가진 경우(b)에 피해경험이 가해에 미치는 정적 효과가 가장 뚜렷하게 나타난다는 것이 확인되었다.

이러한 결과는 높고 안정적인 자존감을 가진 청소년의 경우에는 학교폭력 피해경험이 가해에 정적인 영향을 미치지 않는 반면, 높고 불안정한 자존감, 낮고 안정적인 자존감, 낮고 불안정한 자존감을 가진 청소년의 경우에는 학교폭력 피해경험이 가해행동에 정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다. 특히 높고 불안정한 자존감(b)과 낮고 불안정한 자존감(d)간의 기울기 차이가 유의미하게 나타나, 자존감이 불안정하게 높은 청소년의 경우 피해경험이 가해행동에 미치는 영향이 가장 큰 것으로 확인되었다.

본 연구는 학교폭력 피해경험이 가해행동에 미치는 효과를 확인하고, 그 과정에서 자존감과 자존감 안정성의 조절효과를 확인하고자 하였다. 주요 연구결과를 요약하면 다음과 같다.

우선, 학교폭력 피해경험과 가해경험의 정적 관계를 확인하였다. 집단별 평균 차이 검증 결과 피해를 경험한 집단이 경험하지 못한 집단에 비해 가해경험을 더 많이 하는 것으로 나타났다. 또한 단순회귀분석 결과 피해경험과 가해경험 간에는 정적상관이 높은 것으로 확인 되었다. 이는 학교폭력 피해경험은 가해 경험에 정적으로 영향을 미친다는 선행연구들과 같은 결과이다(김준호 등 1997; 신혜섭, 2005; 오주, 아영아, 2006; 정향기, 최태진, 2013; Ando et al., 2005; Haynie et al., 2001; Lauritsen et al., 1991; McDermott, 1983; Singer, 1981). 이러한 결과는 학교폭력을 당한 피해경험이 많을수록 학교폭력의 가해자가 될 가능성이 더 높다는 것을 의미한다.

다음으로 학교폭력 피해경험이 가해경험에 미치는 효과가 자존감 수준에 따라 달라질 수 있는지 확인하고자 하였다. 회귀분석을 통해 조절효과를 검증한 결과 피해경험과 가해경험의 관계에서 자존감의 조절효과는 유의미하지 않았다. 이러한 결과는 학교폭력 피해자의 자존감이 높은지 혹은 낮은지는 이들이 가해자로 전이되는 과정에서 큰 영향을 미치지 못한다는 것을 의미한다. 즉, 자존감의 수준만으로는 피해와 가해경험의 관계를 설명하기 어렵다.

반면, 자존감 안정성의 조절효과를 확인한 세 번째 연구문제를 통해 학교폭력 피해자가 가해자로 전이되는 과정은 피해자의 자존감 안정성 수준에 따라 달라짐이 확인되었다. 검증 결과, 피해자의 자존감이 상황에 따라 변하는 정도가 클수록(불안정 자존감) 가해자로 전이되는 경향이 커지며, 반대로 자존감이 안정적일수록(안정 자존감) 가해자로 전이될 가능성이 낮아짐이 확인되었다. 하지만 이러한 결과는 자존감 안정성만 확인한 것이기 때문에 가해자의 자존감이 어떤 수준에서 안정성을 보이는 것인지를 밝혀주지는 못한다. 때문에 높은 자존감이 안정적일 경우에 전이 현상이 낮아지는 것인지 아니면 낮은 자존감이 안정적일 경우에 그러한지를 구별할 필요가 있다.

따라서 마지막 연구문제를 통해 자존감의 수준과 그것의 안정성을 동시에 확인하여 3원 상호작용 효과를 검증하였다. 그 결과, 학교폭력 피해경험이 가해경험에 미치는 효과는 자존감과 자존감 안정성의 수준에 따라 달라짐이 확인되었다. 자존감과 자존감 안정성을 조절변인으로 투입한 결과, ‘안정적이고 높은 자존감을 가진 경우’, ‘높지만 불안정한 자존감을 가진 경우’, ‘안정적이지만 낮은 자존감을 가진 경우’, ‘불안정하고 낮은 자존감을 가진 경우’에 따라 가해경험이 피해경험에 미치는 영향이 달라지는 것으로 나타났다. 네 가지 중 가장 눈에 띄는 결과는 ‘안정적이고 높은 자존감’을 가진 경우이다. 이 경우에는 학교폭력 피해 청소년들이 또 다른 폭력의 가해자로 전이된다(오주, 아영아, 2006; 정향기, 최태진, 2013; 최수미, 김동일, 2010; Ando et al., 2005)는 기존의 연구결과와 다르게 학교폭력 피해 경험과 가해경험 간 정적상관을 보이지 않았다. 즉, 자존감이 안정적으로 높을 경우에는 학교폭력을 당한다 하더라도 피해경험이 가해 행동으로 전이되지 않았다. 반면, 자존감과 안정성이 모두 높은 경우를 제외한 나머지 세 경우는 모두 피해경험이 가해에 미치는 효과가 정적으로 나타남으로써 피해자가 이후 또다른 가해자로서 역할하게 되는 현상을 그대로 보여주었다.

‘안정적이고 높은 자존감’을 가진 경우만이 피해경험의 증가가 가해에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다는 것은 폭력 피해자가 모두 가해자되는 것은 아니며 가해자 전이가 일어나지 않는 피해자는 자존감 특성이 다르다는 것을 밝혔다는 점에서 매우 큰 시사점을 주는 결과이다. 자존감과 안정성이 모두 높은 경우는 특정한 사건에 의하여 영향을 받지 않는 굳건한 자기 가치감을 지닌다(Kernis, 2005). 또한 높고 안전한 자존감을 가진 사람일수록 자기 확증을 통한 이미지 회복 노력을 적게한다(Jordan et al., 2003). 즉, 폭력 피해경험으로 인해 자신의 부정적인 이미지를 경험하였다하더라도 자신이 가진 자존감의 수준이 긍정적이고 안정적일 경우 이미지 회복을 위한 노력을 하지 않거나 덜 하기 때문에 피해경험이 가해행동으로 이어지지 않는 것으로 보인다.

반면, 자존감과 안정성이 모두 높은 경우를 제외한 나머지 세 경우 모두 피해경험이 가해에 미치는 영향이 정적으로 나타나 피해가 가해로 이어지는 현상을 재확인하였다. 특히 ‘높지만 불안정한 자존감’의 경우에 피해가 가해에 미치는 영향이 가장 뚜렷하게 나타났다는 점은 주목할 만한 결과이다. 세 번째, 연구문제에서 자존감이 쉽게 변하는 불안정한 청소년의 경우 안정적인 청소년 보다 피해경험을 했을 때 가해행동을 할 가능성이 높다는 것을 확인하였다. 이에 더하여 네 번째 연구문제에서는 불안정한 자존감 중에서도 높은 자존감이 불안정할 경우가 낮은 자존감이 불안정한 경우보다 이러한 전이 현상이 훨씬 뚜렷하게 나타남을 확인하였다. 이는 자존감이 높지만 불안정적인 사람은 자기 확증 노력을 더 많이 한다는(Jordan et al., 2003) 자기 확증에 대한 연구결과와 일맥상통한다. 학교폭력 피해자들은 폭력 피해로 인해 손상된 자기 가치를 회복하고자하며, 타인에게 폭력 가해행동을 함으로써 자기존재를 확인하고 자존감을 회복한다(오주, 아영아, 2006). 또한 이러한 자기 확증 노력은 특히 높고 불안정적인 자존감을 가진 사람에게서 두드러지게 나타난다(Jordan et al., 2003). 즉, 학교폭력 피해자가 가해 행동을 하는 것은 피해경험으로 인해 위협받은 자신의 가치를 회복하고 높은 자존감을 유지시키고자 하는 노력이며, 특히 높고 불안정한 자존감을 가진 청소년에게서 이러한 자기 확증 노력이 두드러지게 나타남을 확인하였다.

요약해 볼 때, 본 연구는 학교폭력 피해경험이 가해행동을 증가시키는 경향성을 확인하였으며, 또한 피해경험이 가해에 미치는 영향은 자존감과 자존감 안정성에 따라 달라진다는 것을 밝혔다. 이 연구결과는 학교폭력 피해자가 가해자가 되는 경향성을 보고한 선행연구들을 재확인하는 것이며, 동시에 둘 간의 높은 상관관계에도 불구하고 모든 피해자가 가해자가 되지 않으며 그것은 피해자의 자존감과 자존감 안정성의 수준에 따라 달라질 수 있음을 보여주는 의미 있는 결과이다.

본 연구 결과가 상담분야의 실용적 측면과 이론적 측면에서 가지는 의의를 정리하자면 다음과 같다. 첫째, 학교폭력 피해자가 가해자로 전이될 수 있음을 확인함과 동시에 이러한 전이현상을 막기 위해서는 피해자가 높고 안정적인 자존감을 가질 수 있도록 도움을 주어야한다는 것을 확인하였다. 특히 자존감이 높다 하더라도 불안정적일 경우 오히려 피해로 인한 가해행동을 더 많이 할 수 있음이 확인되었다. 때문에 학교폭력 피해자를 위한 상담 방안을 모색하거나 학교폭력 예방프로그램을 개발함에 있어 청소년의 자존감과 자존감 안정성 변인을 모두 주요하게 다루어야 한다는 점을 시사해준다. 또한 피해자이면서 동시에 가해자이기도 한 청소년의 자존감 특성을 깊게 이해할 수 있도록 함으로써 그들을 위한 상담 방향을 모색하는데 기여한다.

둘째, 학교폭력 가해자를 위한 상담을 하는데 있어 폭력 동기에 따라 상담 개입 전략이 달라져야 함을 시사한다. 본 연구결과는 학교 폭력 피해‧가해 중복 경험자의 경우 폭력 가해 동기가 피해경험으로 인해 손상된 자기 가치회복을 위한 것임을 보여 준다. 때문에 이들을 상담할 경우에는 학교폭력 가해행동이 아닌 다른 행동을 통해 자기 확증을 할 수 있도록 도움으로써 폭력 피해로 인한 가해행동을 예방할 수 있을 것이다.

셋째, 개인의 자존감 특성을 확인하기 위해서는 자존감의 내용적 측면 뿐 아니라 그것의 구조적 측면인 안정성을 함께 고려하여야 한다는 것을 실증적인 자료를 통해 확인하였다. 자존감 안정성은 심리적 문제를 설명하는 중요한 변인이며 특히 자존감에 대한 선행연구들 간의 비일관된 결과를 설명할 수 있는 핵 심적인 변인이다(고현석 등, 2010). 따라서 자존감에 대한 후속 연구에서는 자아개념의 구조적 측면인 자존감 안정성 변인을 중요하게 고려해야함을 시사한다.

넷째, 학교폭력 피해자가 자기 가치를 보호 또는 회복하고자 하는 노력으로 가해자로서 역할을 한다는 점을 확인함으로써 자기 확증 이론에 대한 실증적 확인을 하였다. 또한 자기 확증 노력은 개인 내적 변인 인 자존감과 자존감 안정성의 수준에 따라 달라진다는 것을 확인함으로써 자기 확증 이론을 확장, 발전시키는데 기여하였다.

다섯째, 기존 선행연구들은 폭력에 대한 허용적 태도와 같은 의식적인 측면이 폭력 행동에 미치는 영향에 초점을 두어왔으며, 때문에 학교폭력 예방 방안으로서 도덕성 교육에 치중하여왔다. 하지만 본 연구는 실질적 폭력 피해경험이 가해에 영향을 미친다는 점을 조명함으로써 학생들이 직접적으로 폭력 피해를 당하지 않도록 물리적, 환경적 개입을 통해 현실에서의 폭력 노출 빈도를 줄이는 것이 중요하다는 것을 시사한다.

마지막으로 본 연구가 지닌 제한점을 바탕으로 후속 연구를 위한 제언을 정리하였다. 첫째, 본 연구는 충분한 선행연구 검증을 통해 ‘피해경험’을 예측변인, ‘가해경험’을 준거 변인으로 설정하였다. 또한 피해경험이 가해 경험으로 이어지는 메커니즘을 분석하는 것에 본 연구의 목적이 있었음으로 두 변인간의 인과관계 설정에 큰 무리는 없는 것으로 보인다. 그럼에도 불구하고 본 연구에서 실시한 횡단 연구 방법은 예측변인(피해경험)과 준거변인 (가해경험) 간 관계의 인과방향을 실증적으로 확인하지는 못하는 한계를 가지고 있다. 따라서 향후 연구에서는 실험 혹은 종단연구 방법을 통해 인과관계의 방향성을 검증할 필요가 있다. 둘째, 전체표본의 크기가 비교적 작았다. 때문에 위계적 회귀분석방법으로 상호작용효과를 확인하는데 있어 투입하는 변인의 수가 많아질수록 상호작용 변인의 효과가 크게 나타나는 불안정한 결과를 보였다. 이는 상호작용 변인 간의 높은 상관으로 인해 통제 효과가 발생하였기 때문인 것으로 보인다. 따라서 후속 연구에서는 더 많은 표본을 확보하여 안정적인 결과를 확인할 필요가 있겠다.