본 연구에서는 앞서 검토한 연구문제와 이론적 배경에 대한 고찰을 바탕으로 그림 5와 같은 연구 분석틀을 구성하였다.
본 연구에서 제시하는 연구 분석틀은 청소년의 복지태도로서 복지책임주체, 복 지실천의지, 복지기능의 효과성이라는 3가지 요소로 구성된다고 가정하였다. 또 한 여러 선행연구에 대한 고찰을 바탕으로 복지태도 형성에 영향을 미칠 것으로 판단되는 영향요인들을 성별, 학교급별, 가정소득, 학업성적, 인권의식, 정치효능 감, 대중매체 이용경험 등으로 추출하였다.
각 변인의 측정은 청소년의 복지태도 수준에 관한 설문을 통해 자료를 수집하 였다. 복지태도 검사지를 토대로 자료를 수집하고 분석하여 청소년의 복지태도를 구성하는 세 가지 요소의 수준을 분석하고 그 결과에 따라 복지태도의 유형 분 포와 특성을 도출하고자 하였다. 청소년의 복지태도에 대한 구체적 분석을 위하 여 종합적인 복지태도 뿐 아니라 복지책임 주체, 복지실천 의지, 복지기능의 효 과성이라는 각각의 하위요소별로 영향을 주는 요인에 차이가 있는지를 세분화하 여 분석하였다.
이러한 복지태도에 영향을 주는 여러 요인들과의 관계를 검증하여 복지태도 함양에 기여할 수 있는 방안을 모색하였다.
[그림 6] 연구 분석의 틀
본 연구는 우리나라 청소년의 복지태도가 어떤 특성을 가지고 있는지, 그리고 복지태도의 형성과 변화에 어떤 요인들이 영향을 미치는지를 분석하는 것을 목 적으로 하고 있다. 이러한 연구 목적을 달성하기 위하여, 본 연구는 성별, 학교급 별 차이의 영향을 고려하여 연구대상을 선정하였다.
본 연구에서 조사하는 연구대상은 제주특별자치도에 거주하는 중·고·대학생 총 3개 집단이다. 각 학교급별 약 360명씩 총1,100명을 대상으로 설문을 진행하였다.
중학교와 고등학교는 남학교, 여학교, 남녀공학을 각각 선정하여 설문조사를 실 시하였다. 조사도구는 자기기입식 설문조사(self-reported survey)를 통하여 이루 어졌다. 배포된 설문지 중 1,070부가 회수되었으며, 이 중 응답이 불성실한 69부 를 제외한 1,001부를 코딩하였고, 표준점수 ±3보다 큰 값이 나온 경우, 극단치로
구분 1학년 2학년 3학년 4학년 합계
중학교
남학교 30 30 30 90
여학교 30 30 30 90
남녀공학 남 30, 여 30 남 30, 여 30 남 30, 여 30 180
계 120 120 120 360
고등학교
남학교 30 30 30 90
여학교 30 30 30 90
남녀공학 남 30, 여 30 남 30, 여 30 남 30, 여 30 180
계 120 120 120 360
대학교 계 110 90 90 90 380
합계 110 90 90 90 1,100
<표 6> 설문지 배포현황
보고 전체 평균값을 왜곡시킬 수 있기 때문에 이를 케이스 선택(Select cases)을 이용하여 연구대상을 제거하였다. 이러한 일련의 작업을 통해 본 연구에서는 971 부를 최종분석에 사용하였다.
본 연구의 측정변인은 척도 순화과정을 통하여 일부 항목을 제거하였다. 요인 분석은 요인추출을 위하여 탐색적 요인 분석을 실시하였으며, 요인추출방법은 최 대우도법을 적용하였다. 요인회전 방법은 사각회전 중 Direct oblimin회전8)으로 분석하였다. Direct oblimin은 사각회전의 대표적인 방법으로 요인적재값이 낮은 변수의 요인적재값을 최소화시키는 방법이다. 이는 기존 선행연구의 설문문항을 활용하였기 때문에 요인 간의 상관관계가 있는 것으로 간주하였다.
8) Direct oblimin은 Jennrich와 Sampson(1966)에 의해 개발된 사각회전 분석으로서 참조 축을 사
1) 종속변인
본 연구의 종속변인은 복지태도로, 최균·류진석(2000), 김영순·여유진(2015), 이 준용(2015)이 사용한 복지태도 척도에서 발췌한 문항들을 수정·보완하여 사용하 였다.
복지태도의 구성요소는 국가의 복지책임 정도, 복지실천 의지, 복지기능 효과 성 등 세 가지 하위변인으로 이루어져 있다. 먼저 복지책임 주체는 국가라고 보 는 인식의 정도로 파악하였다. 두 번째 요소인 복지실천 의지는 객관적인 실체라 기보다는 다분히 주관적인 경향으로서 개인의 주체적, 자발적 의지로 복지태도와 실천적 행위를 매개하는 복지행동 지향의 의미를 지닌다. 여기서는 복지예산확충 의 필요성에 대한 적극성 정도를 복지실천의지로 파악하고자 하였다. 마지막으로 복지기능 효과성은 복지가 서비스를 받는 수혜자들의 나태한 태도를 조장하는 부정적 기능을 하는 것인지 아니면 사회구성원들의 생존권 보장, 사회적 불평등 해소 등과 같은 긍정적인 기능과 역할을 수행하는 것인가에 대한 인식정도를 측 정하였다. 설문문항에 대한 구성으로서, 복지책임 주체의 인식도는 복지문제 해 결을 위한 국가책임 정도와 관련된 질문 8문항, 복지실천 의지는 다양한 복지영 역에 대한 재정확충에 대한 질문 8문항, 복지기능 효과성은 복지기능의 정당성과 관련된 질문 6문항으로 구성되었다. 설문문항에 대한 질문은 국가의 복지책임정 도와 복지기능의 효과성 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)의 리커트 5점 척도, 복지실천의지 1점(훨씬 더 줄여야 한다)에서 5점(훨씬 늘여야 한다)의 리커트 5점 척도로 질문하였다.
본 설문문항의 타당도 검사를 위하여 요인분석을 실시한 결과, 국가책임의 정 도 7문항, 복지실천의지 6문항, 복지기능의 효과성 5문항이 신뢰도와 타당도를 확보되어 최종분석에 사용하였다.
복지태도의 세 하위변인 중 국가책임의 정도에 대한 변인을 요인 분석한 결과, KMO검정은 .870으로 나타나 변수들의 선정이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 2433.825(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구 성 개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰도(Cronbch's a)는 .841이었다.
두 번째 변인인 복지실천의지에 대한 요인분석을 실시한 결과, KMO검정은 .809으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 1357.347(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성개념에 대해 일관적으로 나타났고 신뢰도(Cronbch's a)는 .801이었다.
마지막으로 복지기능의 효과성에 대한 요인분석 결과, KMO검정은 .655으로 나타나 변수들의 표본이 적당한 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 514.359(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성개념에 대해 일 관적으로 나타났고 신뢰도(Cronbch's a)는 .683이었다.
2) 독립변인
복지태도의 영향요인인 독립변인으로, 인권의식, 정치효능감, 대중매체이용경험 을 선정하여 연구에 활용하였다.
(1) 인권의식
독립변인으로서는 복지태도에 영향일 미치는 변수로 예측되는 인권의식을 설 정하였다. 인권의식을 측정하는 지표는 다양한데, 본 연구에서는 인권의식을 측 정하기 위하여 2011년 국가인권위원회가 실시한 국민인권의식 실태조사에서 사 용된 일반 국민용 인권의식조사 설문, 2013년 아동·청소년 인권실태Ⅲ, 김자영 (2012), 배병룡(2011)연구에서 사용된 설문내용을 일부 발췌하여 사용하였다. 세 부적인 문항으로는 1세대 인권(시민·정치적 권리), 2세대 인권(경제·사회·문화적 권리), 3세대 인권(사회적 약자 및 소수자 인권)으로 구성하였다. 인권의식과 관 련된 질문 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)의 리커트 5점 척 도로 구성하였다.
본 설문문항의 타당도 검사를 위하여 요인분석을 실시한 결과, 시민·정치적 권 리 6문항, 경제·사회·문화적 권리 6문항, 사회적 약자·소수자의 권리 5문항이 신 뢰도와 타당도를 확보되어 최종분석에 사용하였다.
인권의식의 세 하위변인 중 시민·정치적 권리를 요인 분석한 결과, KMO검정 은 .607으로 나타나 변수들의 선정이 적당한 것으로 나타났다. Bartlett 구형성
검정은 297.484(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰도(Cronbch's a)는 .715이었다.
두 번째 변인인 경제·사회·문화적 권리에 대한 요인분석을 실시한 결과, KMO 검정은 .610으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 330.151(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성 개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰도(Cronbch's a)는 .736이었다.
마지막으로 사회적 약자·소수자의 권리에 대한 요인분석 결과, KMO검정은 .648으로 나타나 변수들의 표본이 적당한 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정 은 239.943(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰도(Cronbch's a)는 .602이었다.
(2) 정치효능감
정치효능감은 크게 두 가지 하위 변인으로 구분하며, 우선 자신의 정치효과성 혹은 자신감을 반영하는 내재적 정치효능감과 정치체제의 반응성에 대한 일반 인식을 반영하는 외재적 정치효능감으로 나뉜다(강내원, 2004). 본 연구에서는 박 종민 외(2001), 남인용·허일수(2012), 윤수찬(2013)의 연구를 기초로 내재적 정치 효능감 6문항, 외재적 정치효능감 5문항, 총11문항을 추출하였으며 각각의 문항 은 5점 리커트척도로 구성하여 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)의 배점을 부과하였다. 부정문의 문항으로 구성된 정치효능감은 점수가 높을수록 정 치효능감이 낮음을 의미한다.
본 연구의 매개변인인 정치효능감은 타당도와 신뢰도 검증을 통해서 내재적 정치효능감 4문항, 외재적 정치효능감 3문항을 분석에 사용하였다. 먼저 내재적 정치효능감 관련 문항의 요인분석 결과, KMO검정은 .721으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 1497.657(p=.000)로 유의미 한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성 개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰 도(Cronbch's a)는 .807이었다. 외재적 정치효능감 관련 문항의 요인분석 결과, KMO검정은 .731으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 1227.235(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수간의 요인 분석
본 연구의 매개변인인 정치효능감은 타당도와 신뢰도 검증을 통해서 내재적 정치효능감 4문항, 외재적 정치효능감 3문항을 분석에 사용하였다. 먼저 내재적 정치효능감 관련 문항의 요인분석 결과, KMO검정은 .721으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 1497.657(p=.000)로 유의미 한 것으로 나타나 변수들은 예상된 구성 개념에 대해 일관적으로 나타났고, 신뢰 도(Cronbch's a)는 .807이었다. 외재적 정치효능감 관련 문항의 요인분석 결과, KMO검정은 .731으로 나타나 변수들의 표본이 좋은 편으로 나타났다. Bartlett 구형성 검정은 1227.235(p=.000)로 유의미한 것으로 나타나 변수간의 요인 분석