둘째,정체성 혼란과 학교적응유연성 관계에서 다문화가정 청소년 개인의 긍정적 태 도의 조절효과를 검증한 결과,긍정적 학교태도에 대해 긍정적 태도가 높은 집단의 경 로계수는 -0.648,낮은 집단 -0.659,t값 -0.07(p=0.000)로 조절효과가 유의하지 않는 것으 로 나타났으며,규율준수에 대해 긍정적 태도가 높은 집단의 경로계수는 -0.480,낮은 집단 -0.646,t값 -1.27(p=0.000)로 조절효과가 유의미하지 않은 것으로 나타나 가설 3-3 은 기각되었다.또한,정서불안과 긍정적 학교태도 관계에서 긍정적 태도가 높은 집단 의 경로계수는 -0.571,낮은 집단 -0.355,t값 1.41(p=0.000)로 조절효과는 유의적이지 않 으며,규율준수와의 관계에서 긍정적 태도가 높은 집단의 경로계수 -0.462,낮은 집단 -0.278,t값 1.37(p=0.000)로 역시 조절효과가 유의적이지 않아 가설 3-4는 기각되었다.
셋째,‘부모의 민주적 양육태도는 다문화가정 청소년의 정체성 혼란을 조절하여 학교 적응유연성을 높일 것이다.’라는 가설 3-5를 검증한 결과,다문화가정 청소년의 정체성 혼란과 긍정적 학교태도 관계에서 민주적 양육태도가 높은 집단의 경로계수는 -0.543, 낮은 집단 -0.628,t값 -0.62(p=0.000)로 조절효과는 유의적이지 않으며,정체성 혼란과 규율준수 관계에서 민주적 양육태도가 높은 집단의 경로계수는 -0.489,낮은 집단 -0.572t값 -0.64(p=0.000)로 조절효과가 유의적이지 않아 가설 3-5는 기각되었다.다문 화가정 청소년의 정서불안과 긍정적 학교태도 관계에서 민주적 양육태도가 높은 집단 의 경로계수는 -0.405,낮은 집단은 -0.493,t값 -0.60(p=0.00)으로 조절효과는 유의적이 지 않으며,정서불안과 규율준수와의 관계에서 민주적 양유태도가 높은 집단의 경로계 수는 -0.385,낮은 집단은 -0.452,t값 -0.49(p=0.000)로 조절효과가 유의적이지 않으므로 가설 3-6은 기각되었다.
넷째,가족의 보호요인인 부모의 자녀에 대한 관심을 높고 낮음으로 분류하고 조절 효과에 대한 유의성을 검증하였다.검증결과 다문화가정 청소년의 정체성 혼란과 긍 정적 학교태도 관계에서 부모의 자녀에 대한 관심이 높은 집단의 경로계수는 -0.652, 낮은 집단은 -0.680,t값은 -0.20(p=0.000)으로 조절효과가 유의적이지 않은 것으로 나 타났고,정체성 혼란과 규율준수 관계에서 자녀에 대한 관심이 높은 집단의 경로계수 는 -0.626,낮은 집단은 -0.616,t값은 -0.08(p=0.000)로 조절효과가 유의적이지 않은 것 으로 나타나 가설 3-7은 기각되었다.또한 정서불안과 긍정적 학교태도 관계에서 자 녀에 대한 관심이 높은 집단의 경로계수는 -0.452, 낮은 집단은 -0.746, t값은 -2.12(p=0.000)으로 t값이 ±1.96보다 크게 나타나 조절효과가 유의미한 있는 것으로 나타났다.그러나 정서불안과 규율준수 관계에서 자녀에 대한 관심이 높은 집단의 경
로계수는 -0.425,낮은 집단은 -0.664,t값은 -1.83(p=0.000)으로 조절효과는 유의적이지 않는 것으로 나타났다.
다섯째,개인 위험요인인 정체성 혼란과 정서불안에 대한 교우지지의 조절효과 가설 을 검증하기 위하여 교우지지가 높은 집단과 낮은 집단으로 분류하였다.검증결과,청 소년의 정체성 혼란에 대한 교우지지는 통계적으로 영향을 미치지 못하였다.정체성 혼란과 긍정적 학교태도 관계에서 교우지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.548,낮은 집단은 -0.769,t값은 -1.49(p=0.000)로 조절효과는 유의적이지 않으며,정체성 혼란과 규율준수 관계에서 교우지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.465,낮은 집단은 -0.718, t값은 -1.82(p=0.000)로 조절효과가 유의적이지 않아 가설 3-9는 기각되었다.한편,정 서불안과 긍정적 학교태도 관계에서 교우지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.417,낮 은 집단은 -0.792,t값은 -2.29(p=0.000)로 유의미한 조절효과가 있는 것으로 나타났으 며,정서불안과 규율준수 관계에서 교우지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.340,낮은 집단은 -0.768,t값은 -2.80(p=0.000)으로 조절효과가 유의적인 것으로 나타났다.따라 서 가설 3-10는 채택되었다.
여섯째,개인 위험요인인 정체성 혼란과 정서불안에 대한 교사지지의 조절효과 검증 결과,다문화가정 청소년에 대한 교사지지는 청소년의 정체성을 조절하여 학교적응유연 성을 높이는 것으로 나타났다.정체성 혼란과 긍정적 학교태도 관계에서 교사지지가 높 은 집단의 경로계수는 -0.460,낮은 집단은 -0.819,t값은 -3.02(p=0.000)로 조절효과는 유 의미한 것으로 나타났으며,정체성 혼란과 규율준수 관계에서 교사지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.414,낮은 집단은 -0.702,t값은 -2.61(p=0.000)로 유의미한 조절효과가 있 는 것으로 나타나 가설 3-11은 채택되었다.또한,정서불안과 긍정적 학교태도 관계에서 교사지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.362,낮은 집단은 -0.662,t값은 -2.33(p=0.000)으 로 유의미한 조절효과가 있는 것으로 나타났으며,정서불안과 규율준수 관계에서 교사 지지가 높은 집단의 경로계수는 -0.314,낮은 집단은 -0.554,t값은 -2.02(p=0.000)로 조절 효과가 유의적인 것으로 나타났다.따라서 가설 3-12는 채택되었다.
이상의 개인 위험요인에 대한 보호요인의 조절효과 검증결과를 정리하면,다문화 가정 부모의 자녀에 대한 관심은 정서불안을 조절하여 긍정적 학교태도에 긍정적인 영향을 미치며,교우지지는 정서불안을 조절하여 긍정적 학교태도와 규율준수에 긍 정적 영향을 미친다.또한,교사지지는 정체성 혼란과,정서불안을 조절하여 긍정적 학교태도와 규율준수에 긍정적 영향을 미치는 것으로 분석되었다.
[표 4-10]개인 위험요인과 학교적응유연성 간의 관계에서 보호요인의 조절효과
조절변수 구 분
표준화계수
t값 p값 채택 고집단 저집단 여부
높은 자존감
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란 -.556 -.649 -0.43 .000 기각 규율준수 <--- -.541 -.602 -0.30 .000 기각 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.357 -.528 -1.27 .000 기각 규율준수 <--- -.364 -.430 -0.54 .000 기각
긍정적 태도
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란
-.648 -.659 -0.08 .000 기각 규율준수 <--- -.480 -.646 -1.27 .000 기각 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.571 -.355 1.41 .000 기각 규율준수 <--- -.462 -.278 1.37 .000 기각
민주적 양육태도
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란 -.543 -.628 -0.62 .000 기각 규율준수 <--- -.489 -.572 -0.64 .000 기각 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.405 -.493 -0.60 .000 기각 규율준수 <--- -.385 -.452 -0.49 .000 기각
자녀에 대한 관심
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란 -.652 -.680 -0.20 .000 기각 규율준수 <--- -.626 -.616 -0.08 .000 기각 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.452 -.746 -2.12 .000 채택 규율준수 <--- -.425 -.664 -1.83 .000 기각
교우지지
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란 -.548 -.769 -1.49 .000 기각 규율준수 <--- -.465 -.718 -1.82 .000 기각 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.417 -.792 -2.29 .000 채택 규율준수 <--- -.340 -.768 -2.80 .000 채택
교사지지
긍정적 학교태도 <--
-정체성혼란 -.460 -.819 -3.02 .000 채택 규율준수 <--- -.414 -.702 -2.61 .000 채택 긍정적 학교태도 <--
-정서불안 -.362 -.662 -2.33 .000 채택 규율준수 <--- -.314 -.554 -2.02 .000 채택