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J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs > Volume 29(4); 2020 > Article
한국 청소년의 행복감 구조모형 구축

Abstract

Purpose

This study was conducted to develop a unified structural model that defines relationships among the factors that affect happiness in adolescents in South Korea.

Methods

This study was performed using the dataset from the 2018 Korean Children and Youth Panel Survey (KCYPS). The study participants were 2590 adolescents recruited through probability proportional to size (PPS) sampling. The data were analyzed using descriptive statistics, Pearson’s correlation coefficient, and structural equation modeling to determine the factors that influence adolescents' happiness.

Results

Our proposed structural model demonstrated a fine fitness level. Our proposed structural model was also able to describe happiness for adolescents with 68.2% accuracy. Positive social support, high self-esteem, and low depression were confirmed as key factors that influence happiness among adolescents. Meanwhile, physical symptoms were not shown to influence happiness for adolescents in South Korea.

Conclusion

We suggest that intervention is required to increase happiness in adolescents. Specifically, there is a need for combinational interventions that help adolescents in South Korea increase their social support and self-esteem while reducing their depression.

서 론

1. 연구의 필요성

청소년은 아동이 성인으로 성장하는 중간상태에 있으며 급격한 신체 ․ 심리적 변화를 경험하는 갈등과 격변의 시기로 독특한 발달 단계를 가지게 된다. 특히 초기 청소년기는 생리학적으로 커다란 변화를 맞이하게 되며, 자의식이 생겨 자신을 다른 모든 것으로부터 독립시켜 객관화하여 보고 스스로 자아정체감의 발견을 위해 전력하게 되는 시기이므로 긴장과 불안이 공존하게 된다[1,2]. 이러한 청소년의 긴장과 불안은 정신 건강문제 및 일탈행위와 같은 문제행동 등의 부정적 행동을 야기할 수 있고, 궁극적으로 청소년의 행복감을 저해하는 위협요인으로 작용할 수 있다[3].
행복감은 개인이 자신의 긍정적 성품과 잠재능력을 충분히 발현함으로써 개인적으로나 사회적으로 가치 있는 삶을 구현하여 얻을 수 있는 만족감이자, 자아실현을 위해 노력하는 과정이다. 또한 인간이 궁극적으로 추구해온 삶의 최종 목표이자 가장 기본적 권리이며, 자신의 삶에서 가장 중요하게 추구하는 것으로 여겨진다[4,5]. 특히, 행복감은 삶에 대한 개인의 긍정적인 감정 상태로, 어린 시절의 행복감은 성인이 된 이후 개인의 전체적 행복감에 영향을 끼치게 되는데[6], 이는 아동 ․ 청소년기의 행복감 정도가 중요함을 의미한다.
유엔에서 발표한 <2020 세계행복보고서>의 아동 ․ 청소년 행복지수를 보면, 한국의 청소년들은 주관적 행복지수가 88.51점으로 나타났으며 OECD 22개국 중 20위를 기록한 것으로 보고되었다[7]. 이는 대학 진학을 위하여 교사나 부모에 의한 지나친 통제와 경쟁적인 학교분위기 속에서 청소년기를 보내면서 학업 스트레스, 학교폭력, 건전한 여가문화의 부재 등을 경험하게 되는 것과 관련된다. 이러한 경험들은 건강한 신체 ․ 정신적 성장과 발달을 이루는 것의 걸림돌로 작용할 수 있으며, 궁극적으로는 그들의 행복을 충분히 담보할 수 없게 될 것이다[1,8]. 특히, 앞에서 언급한 것과 같이 청소년기의 낮은 행복지수는 성인이 된 이후 개인의 전체적 행복감에 영향을 끼치게 되며[6], 무력감, 좌절감, 자살충동과 같은 문제 행동 유발에도 영향을 미치는 악순환이 진행됨으로[1,8], 개인, 조직 및 더 나아가 국가는 청소년의 낮은 주관적 행복지수에 보다 적극적인 관심을 가져야 할 때라는 것을 의미한다.
Maslow의 이론에 따르면 모든 인간은 생리적 욕구, 안전 욕구, 소속과 애정의 욕구, 자아존중 욕구, 자아실현 욕구의 다섯가지 욕구를 가지고 있으며 이러한 욕구는 우선순위가 있는 계층을 형성한다고 보았다. 또한 생리적 욕구, 안전 욕구, 소속과 애정의 욕구를 인간의 생존, 생식, 사랑 등 외부 물리적 상황과 관련되어 기본적 욕구 단계로 구분하였으며, 자아존중감 욕구를 내적 성취와 관련하여 심리적 욕구 단계, 자아실현과 관련하여 자아성취적 욕구 단계로 구분하여 설명하고 있다[9].
욕구단계이론은 기본적 욕구에서 심리적 욕구로 단계적으로 욕구가 충족 되어가며 결국 인격의 성숙단계인 자아실현과 행복감이 충족되는 것을 설명하는 이론이다[9]. 특히, Maslow는 행복감을 실현시키기 위해서는 기본적 욕구 및 심리적 욕구 충족이 필수적 전제조건임을 제시하였으며, 인격의 발전과 훌륭한 성장이 자아실현을 위해 노력하는 과정으로 곧 행복감임을 강조하였고, 욕구단계이론의 최상위단계인 자아실현이 행복감을 증진시킨다고 주장하였다[9]. 또한 다양한 학자들은 Maslow의 욕구단계이론이 행복감과 자아실현 증진에 기여하며 인간이 자아실현 하도록 도움으로써 행복감을 누리는 과정을 명료화시키는데 이바지했다고 언급하였다[10,11].
Maslow의 욕구단계이론[9]은 인간 욕구의 단계성을 통해 인격의 성숙과 자아실현 및 행복감을 설명하는 이론으로 사용되었으며, 선행연구의 다양한 행복감 관련 연구들의 이론적 배경으로 사용되어 왔다[10-12]. 이에, 본 연구도 Maslow의 욕구 단계이론[9]을 청소년의 행복감을 설명하는 이론적 기틀로 삼아, 청소년의 행복감을 욕구단계이론의 자아실현의 단계인 최상위 단계로 조직하였다.
청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인들은 많은 연구들에서 밝혀졌다. 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인으로 개인의 심리적 요인인 자아존중감 등이 행복감에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났고[1,11], 이외에도 신체 ․ 정신적 건강함, 건강한 가족기능, 높은 사회적 지지를 받을수록 행복감을 느끼는 것으로 나타났다[1]. 특히, Bronfenbrenne의 생태학적 이론에서는 행복감과 같은 인간의 감정 및 행위에 대한 영향요인으로 인간과 환경 간의 상호작용이 일어나는 교류과정에 초점을 맞추어 개인적 차원인 자아존중감, 자기효능감, 조직적 차원의 사회적 지지, 가족의 지지 등이 행복감에 영향을 미친다고 말한다[13].
이러한 배경을 근거로 본 연구는 한국청소년정책연구원의 한국아동 ․ 청소년패널조사(Korean Children and Youth Panel Survey, KCYPS) 8차년도의 원시자료를 이용하여 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요소들을 Maslow의 욕구단계이론[9]의 기본적 욕구, 심리적 욕구, 자아성취적 욕구 단계로 구분하여 구조모형을 구축해보고자 한다.
한국아동 ․ 청소년패널조사(KCYPS)는 아동 ․ 청소년의 성장과 발달의 다양한 양상을 종합적으로 파악하고, 아동 ․ 청소년 관련 정책의 비전 설정과 체계적 정책 수립의 기초자료가 되는 국가차원의 패널 데이터이다. 본 연구의 경우 국가적으로 아동 ․ 청소년의 성장과 발달의 다양한 양상을 종합적으로 파악하고자 시행되고 있는 한국아동 ․ 청소년패널조사의 원시자료를 이용함으로써 현 시점에서의 한국 청소년의 행복감에 대한 실효성 있는 자료의 근거가 될 수 있을 것이다[14].
청소년의 행복감에 영향을 주는 다양한 선행연구가 있음에도 불구하고 행복감과 관련된 연구들은 행복감 영향요인들의 회귀분석이나 상관관계 연구들이 주를 이루고 있다. .따라서 청소년들을 대상으로 하여 그들의 행복감에 미치는 영향요인들을 Maslow의 욕구단계이론[9]에 따라 청소년의 행복감에 영향을 주는 각 요인들 간의 구조관계 분석 및 직접 혹은 간접적으로 영향을 미치는 정도를 밝히는 것은 의미 있는 일이며 청소년의 행복감을 증진시키기 위한 간호중재 방안과 프로그램 개발의 기초자료로 활용될 수 있을 것이다. 이에 본 연구는 청소년의 행복감 구조모형을 체계적으로 구축하여 청소년의 긍정적 정서인 행복감을 증진시키는 데 필요한 효과적인 간호전략의 근거를 제공하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구는 Maslow의 욕구단계이론[9]과 선행연구에 의해 확인된 결과들을 토대로 청소년의 행복감의 관련요인들을 포함한 구조모형을 구축하고 실제 자료를 통하여 모형의 적합도를 검증하여 구조모형을 제시하는 것을 목적으로 한다. 이를 위한 구체적인 목적은 다음과 같다.
• 청소년의 행복감의 가설적 모형을 구축한다.
• 가설적 모형과 실제 자료 간의 적합성을 검증한다.
• 청소년의 행복감에 영향을 주는 변수들의 상대적 중요성을 확인한다.

3. 연구의 이론적 기틀

본 연구에서는 청소년의 행복감에 대한 모형을 구축하기 위하여 Maslow의 욕구단계이론[9]과 선행논문의 고찰을 토대로 이론적 기틀을 구성하였다.
Maslow는 기본적 욕구와 심리적 욕구의 성취가 행복감을 이끌어 낸다고 하였으며[9], 이를 근거로 Maslow의 욕구단계이론[9]은 인간 욕구의 단계성을 통해 인격의 성숙과 자아실현에 대한 것으로 다양한 행복감 관련 연구들의 이론적 배경으로 사용되어 왔다[10,11]. 또한 인간의 욕구가 계층을 형성하고 있으며 낮은 단계의 생리적 욕구, 안전 욕구, 소속과 애정의 욕구를 기본적 욕구로 하여 단계적으로 충족되고 발현하여 높은 단계의 자아존중욕구, 자아실현이 실현된다고 주장하고 있다.
따라서 본 연구에서는 Maslow의 욕구단계이론[9]과 청소년의 행복감에 영향을 주는 요인들에 대한 선행연구들을 토대로[1,12,13], 청소년의 자아성취적 욕구를 행복감으로 개념화하였다. 또한 자아실현의 내적 성취와 관련 있는 심리적 욕구로 자아존중감을 심리적 욕구 단계의 변수로 포함시켰으며, 인간이 살아가는 데 가장 기본적으로 충족되어야 할 외부 상황과 물리적 환경과 관련이 있는 기본적 욕구 단계로 신체적 증상, 우울감, 사회적 지지(부모양육태도, 또래 관계)를 변수로 하여 개념적 기틀을 제시하였다(Figure 1).

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 한국청소년정책연구원의 한국아동 ․ 청소년패널조사(KCYPS) 8차년도(2018년)의 원시자료를 이용하여 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인들을 종합하여 가설적 모형을 구축하고 모형의 적합도를 판단하여 변수 간의 관계를 검증하는 2차 자료분석 연구이다.

2. 연구대상

본 연구의 대상자는 한국청소년정책연구원의 한국아동 ․ 청소년패널조사 8차년도의 표본으로 추출된 중학교 1학년 청소년이다. 한국아동 ․ 청소년패널조사의 연구대상자 표집방법은 확률비례추출법으로 추출하였다.
원시자료의 대상자는 17개 시도별로 최소 표본을 할당한 후, 학생 수를 기준으로 최소 2개 학급 및 최소 학생 수 50명 이상인 학교를 선정하였고, 선정된 학교에서 조사대상 학급은 한 학교당 한 개씩으로, 해당 학년의 학급 수와 학급별 학생 수에 대한 정보를 확보한 후 조사대상 학급을 무작위 선정한 후, 선정된 학급의 전원 학생들을 표본으로 추출하였다.
구조방정식 모형에서 표본크기에 대한 정확한 기준은 없지만, 측정하려는 관측변수의 15배가 최소 권장수준이고, 이상적인 권장크기는 200명 이상이다[15]. 본 연구는 원시자료를 이용하는 2차 분석 연구이므로 원자료에서 표본으로 선출된 대상자수가 본 연구의 대상자수이며, 원시자료의 대상자수는 2,590명이었으므로, 구조방정식 모형에서의 표본크기에 최소 권장수준을 만족한다.

3. 연구도구

1) 행복감

제7차 한국아동 ․ 청소년패널조사(KCYPS 2010)에서 사용했던 기존문항을 제 8차 한국아동 ․ 청소년패널조사를 위해 수정 ․ 보완한 것이다. 행복감 척도는 총 4문항으로, 전반적으로 자신이 행복한 사람인지를 묻는 1문항, 다른 사람과 비교했을 때 자신이 행복한 사람인지를 묻는 1문항, 전반적으로 행복한 사람들의 특성과 자신의 상황을 비교하여 묻는 2문항으로 구성되었다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도로 점수가 높을수록 행복감 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 도구의 Cronbach’s ⍺는 .83으로 나타났다.

2) 자아존중감

Rosenberg [16]가 개발하였으며, 이후 Morris Rosenberg Foundation에서 학술연구 및 교육용으로 사용을 허가한 Rosenberg Self Esteem Scale(RSES) 척도의 원문항을 번안하여 제 8차 한국아동 ․ 청소년패널조사에서 수정 ․ 보완한 것이다. 자아존중감 척도는 총 10문항으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도로 점수가 높을수록 자아존중감의 정도가 높음을 의미한다. 도구개발 당시 Cronbach’s ⍺는 .92, 본 연구에서는 .86으로 나타났다.

3) 사회적 지지

사회적 지지는 사회적 관계망을 통하여 개인이 타인으로부터 얻을 수 있는 모든 긍정적 자원이며, 개인이 가족과 친구 등 주변사람들로부터 받는 적절한 사회적 지원으로 정의된다[17,18]. 따라서 본 연구는 사회적 지지의 하위요인으로 청소년기의 일상생활의 장이 되는 가정과 학교에서의 요인들로 가족과 친구의 사회적 지원 체계를 고려해 보았으며, 이에 사회적 지지의 하위영역을 부모양육태도와 또래관계로 구성하였다[17].
부모양육태도 척도는 Skinner, Johnson과 Snyder [19]가 개발하여, Kim과 Lee [20]가 우리나라 청소년을 대상으로 타당화한 한국판 청소년용 동기모형 양육태도척도(Parents as Social Context Questionnaire for Korean adolescents, PSCQ_KA)로 제 8차 한국아동 ․ 청소년패널조사에서 수정 ․ 보완한 것이다. 총 24문항으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도로 점수가 높을수록 부모가 긍정적 양육태도를 보이는 것을 의미한다. 도구개발 당시 Cronbach’s ⍺는 .91, 본 연구에서는 .91로 나타났다.
또래관계 척도는 Bae, Hong과 Hyun [21]이 우리나라 청소년을 대상으로 타당화한 청소년의 또래관계 질 척도로 제 8차 한국아동 ․ 청소년패널조사에서 수정 ․ 보완한 것이다. 총 13문항으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도로 점수가 높을수록 또래관계의 질이 높다는 것을 의미한다. Bae, Hong과 Hyun [21]의 연구에서 도구의 Cronbach’s ⍺는 .84로 나타났으며, 본 연구에서는 .85로 나타났다.
한편, 본 연구는 부모양육태도와 또래관계를 사회적 지지의 하위요인으로 구성하였으며, 이에 따라 부모양육태도와 또래관계 도구를 통합한 본 연구의 사회적 지지 도구의 Cronbach’s ⍺는 .92로 나타났다.

4) 우울감

Kim과 Kim [22]이 개발한 정신진단검사 중 우울감 척도를 제 8차 한국아동․ 청소년패널조사에서 수정 ․ 보완한 것이다. 총 10문항으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도로 점수가 높을수록 우울감 정도가 높음을 의미한다. Kim과 Kim [22]의 연구에서 우울감을 측정하는 도구의 Cronbach’s ⍺는 .89였고, 본 연구에서 도구의 Cronbach’s ⍺는 .92로 나타났다.

5) 신체적 증상

제 7차 한국아동 ․ 청소년패널조사(KCYPS 2010)에서 사용했던 기존문항을 제 8차 한국아동 ․ 청소년패널조사에서 수정 ․ 보완한 것이다. 신체적 증상 척도는 총 8문항으로, 수면, 피곤감, 두통 등을 묻는 문항으로 구성되었으며, 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점의 Likert 척도이다. 점수가 높을수록 신체적 증상정도가 높음을 의미하며, 본 연구에서 도구의 Cronbach’s ⍺는 .86로 나타났다.

4. 자료수집

본 연구는 한국청소년정책연구원의 한국아동 ․ 청소년패널조사 8차년도의 원시자료를 이용한 2차 자료분석 연구이다. 이에 자료분석을 하기 전 연구자가 소속된 기관의 연구대상자보호심의위원회(1041495-202005-HR-02-01)에서 심의면제승인을 받았다. 원시자료의 구체적인 자료수집방법은 한국아동 ․ 청소년패널조사(KCYPS)자료를 이용 가능하도록 한국청소년정책연구원의 홈페이지에 게시된 절차에 따라 제공받았다. 한국아동 ․ 청소년패널조사는 아동 ․ 청소년들이 자신을 둘러싼 주변 환경에 영향을 받으면서 성장, 발달해가는 양상을 종합적으로 익힐 수 있도록 조사영역을 개인발달 영역과 환경발달 영역으로 구분하고 있다. 개인발달 영역에서는 신체발달, 인지발달, 사회정서발달 등을 조사하고 있으며 환경발달 영역에서는 가정환경, 친구관계, 교육환경, 지역사회 환경 등의 내용을 포함하고 있어, Maslow의 욕구단계이론[9]에 근거한 변수들을 고려하여 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인을 살펴보고자 하는 본 연구목적에 부합하는 자료이다.
한국아동 ․ 청소년패널조사의 자료수집과정은 한국아동 ․ 청소년패널조사 2018 유저가이드에 나와 있으며, 오리엔테이션 동안 대상자에게 연구목적, 연구진행 절차, 사생활보호, 자료 보호 및 수집된 자료는 익명으로 처리되고 철저하게 비밀이 보장되는 점이 설명되어 있다[14].

5. 자료분석

본 연구의 자료분석은 SPSS/WIN와 Amos 21.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 구체적인 자료분석방법은 다음과 같다.
• 대상자의 인구학적 특성과 연구변수의 특성을 파악하기 위해 기술통계 분석을 실시하였다.
• 표본의 정규성은 왜도, 첨도로 일변량 분포의 조사를 통해 다변량 비정규성을 검토하였으며, 변인들 간의 다중공선성은 피어슨 상관계수(Pearson’s correlation coefficient)를 활용하여 분석하였다.
• 가설적 모형의 적합도 검증 및 가설 검증은 접근적 분포무관추정법(asymptotically distribution-free estimates) 일명 가중최소자승법(weighted least square)을 사용하였으며 모형 적합도 평가는 x2 통계량, 기초적합지수(Goodness of Fit Index, GFI), 조정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI), 비교적합지수(Comparative Fit Index, CFI), 잔차평균자승이중근(Root Mean Square Residual, RMR), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Squared Error of Approximation, RMSEA)을 이용하였다.
• 연구모형의 직 ․ 간접효과와 총 효과의 유의성을 검증하기 위해 Bootstrapping을 이용하였다.

연구결과

1. 일반적 특성

본 연구는 전체 대상자 2,590명 중 남성은 1,405명 (54.2%), 여성은 1,185명 (45.8%)이었다. 경기도에 거주하고 있는 학생들이 658명 (25.4%)으로 가장 많았으며, 주관적 경제 수준은 보통이라고 대답한 대상자가 1,974명 (76.3%)으로 가장 많았다. 학교생활만족도는 95.3%의 거의 모든 학생들이 보통 이상의 만족감을 나타냈으며, ‘만족 한다’라고 대답한 대상자가 985명 (38.0%)으로 가장 많았으며, 주관적 건강 상태는 ‘건강한 편이다’ 라고 대답한 학생들이 1,413명 (54.6%)로 가장 많게 나타났다(Table 1).

2. 주요 변인의 서술적 통계 , 상관관계 및 다중공선성 분석

주요 변수들의 평균은 신체적 증상 14.90±4.86점, 우울감 17.99±6.38점, 사회적 지지 115.77±13.91점, 자아존중감 29.93±5.04점, 행복감 11.35±1.57점으로 나타났다. 서술적 통계에서 정규분포는 개별 변수의 왜도와 첨도 검정을 통하여 확인하였는데, 왜도의 절댓값과 첨도의 절댓값이 1.96 범위 내에 분포하고 있어 정규분포의 가정에서 크게 벗어나지 않는 것으로 나타났다. 또한 본 연구에 사용된 잠재변인들 간의 상관관계를 살펴보면, 잠재변인 간 상관관계수가 -.31~.66 범위로 나타나, 상관계수의 절댓값이 모두 .70 이하였다. 측정변수 간의 다중공선성 확인을 위해 공차한계와 분산팽창지수를 산출한 결과, 공차한계가 0.1 이하인 변수가 없었고(0.39~0.75), VIF가 10을 넘는 변수가 없어(1.32~2.55) 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다.

3. 가설 모형의 검증

1) 가설적 모형의 적합도 검증

가설 모형의 적합도 분석 결과, x2 검정에서 x2는 2,370.31(p<.001)로 p값이 .05보다 작아 귀무가설이 기각되었다. 그러나 카이제곱 검정에서 기각되었다는 것은 모델을 채택할 충분 조건이지 필요조건이 아니기에 다른 적합도 지수를 참조하여 판단하였다.
본 연구에서는 기초적합지수(GFI) .927, 조정적합지수(AGFI) .911, 비교적합지수(CFI) .942로 나타났다. 또한 잔차평균자승이중근(RMR)은 .020, 근사오차평균자승의 이중근(RMSEA)은 .053으로 나타나 최적모델기준에 양호하게 부합되는 것을 알 수 있었다(Table 2).

2) 가설적 모형의 경로계수 추정

본 연구의 구조방정식 모형에서 잠재변수 간에는 총 7개의 경로가 설정되었다(Table 2). 가설모형에서 통계적으로 유의하게 나타난 경로를 살펴보면, 자아존중감에 우울감(Standard Regression Weight, SRW=-.53, p<.001)은 유의한 부적 영향을, 사회적 지지(SRW=.39, p<.001)는 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 자아존중감에 대한 이 변수들의 설명력은 65.7%로 나타났다. 행복감은 사회적 지지(SRW=.46, p<.001), 자아존중감(SRW=.37, p<.001)에서 유의한 정적 영향이 있는 것으로 나타났으며, 행복감에 대한 이 변수들의 설명력은 68.2%였다. 반면, 행복감에서 신체적 증상(SRW=-.01, p=.728), 우울감(SRW=-.06, p=.079)은 유의한 영향요인이 아닌 것으로 나타났다. 이상의 외생변수에서 내생변수로의 경로를 바탕으로 한 가설모형의 최종 경로는 Figure 2와 같다.

3) 가설모형의 효과분석

가설 모형의 직접효과(direct effect), 간접효과(indirect effect), 총효과 (total effect)는 Table 2에 제시하였다. 자아존중감에 대하여 우울감(β=-.53, p=.001)은 유의한 부적 직접효과, 사회적 지지(β=.39, p=.003)는 유의한 정적 직접효과가 있었다.
행복감에 대한 각 변수의 효과는 사회적 지지(β=.46, p=.002), 자아존중감(β=.37, p=.002)의 순으로 정적 직접효과가 있었다. 사회적 지지는 자아존중감을 통하여 행복감에 영향을 미치는 간접효과가 있었다(β=.15, p=.001). 한편, 우울감은 행복감에 미치는 부적 직접효과(β=-.06, p=.145)은 미미하였으나, 자아존중감을 통한 간접효과(β=-.20, p=.001)가 커서 부적 총 효과(β=-.26, p=.002)가 유의하게 컸다.

논 의

본 연구는 청소년의 행복감 영향요인에 관한 구조모형을 구축하기 위해 Maslow의 욕구단계이론[9]과 선행논문의 고찰을 통하여 확인된 결과들을 토대로 청소년의 행복감 관련요인들의 이론적 모형을 구축하고자 수행되었다. 연구결과 청소년의 행복감 구조모형의 설명력은 68.2%인 것으로 확인되어, 설정된 각 요인들이 청소년의 행복감을 통합적으로 잘 설명하고 있는 것으로 보인다. 특히, Maslow의 욕구단계이론[9]과 같이 기본적 욕구 및 심리적 욕구가 직 ․ 간접적으로 자아성취적 욕구인 행복감에 영향을 미치고 있으며 인간의 욕구가 단계적으로 충족되어 궁극적으로 자아성취욕구인 행복감을 경험한다는 것을 나타낸다.
본 연구의 구조모형 설명력은 대학생을 대상으로 하여 행복감에 영향을 미치는 모형 구축 연구에서 모형 설명력이 68.7%를 나타낸 결과[23]와 비슷하였다. 이는 두 모형 모두 사회적 지지 변수와 자아존중감 변수를 공통적으로 사용하여 모형을 구축하였기에, 대상은 틀리나 행복감에 영향을 미치는 변수들과 그 변수들의 관계들이 본 연구와 비슷하여 나타난 결과로 생각된다.
한편, Sung과 Kim [1]은 청소년 행복에 영향을 미치는 요인들을 개인특성과 환경특성으로 나누어 분석하였는데, 그 결과 자아존중감과 같은 개인특성이 행복감에 영향을 미치는 중요한 변인임을 확인하여 본 연구결과와는 일치하였다. 그러나 사회적 지지와 관련된 청소년의 환경특성 변인들이 행복감에 직접적인 영향을 미치진 못하였고, 개인특성을 매개변수로 하여 행복감에 간접적인 영향을 미친 결과를 나타났기에, 본 연구에서 사회적 지지가 청소년의 행복감에 직접적 영향을 주는 중요한 요인으로 나타난 결과와는 차이가 있었다. 이에, 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인을 분석한 연구의 확충이 필요할 것으로 사료된다. 특히, 청소년의 행복감에 영향을 미치는 다양한 측정변수들의 직접효과, 간접효과를 반영한 모형 구축 연구, 청소년의 행복감에 영향을 미치는 요인들의 체계적 고찰을 통한 메타분석 연구를 제언해 본다.
본 연구에서 사회적 지지는 청소년의 행복감에 직접 및 총 효과가 있으며, 청소년의 행복감에 가장 크게 영향을 미치는 변수로 나타났다. 이러한 결과는 Kim과 Han [24]의 건강한 사회적 지지체계, 긍정적인 대인관계가 행복감을 잘 예측하는 주요 변인이라고 밝힌 결과와 일치한다. 사회적 지지 이론에서는 사회적 지지가 삶의 전환기에 있을 때 적응을 돕고 정신적인 외로움과 디스트레스(distress)에 대한 취약성을 감소시킨다고 하였다[25]. 즉, 스트레스 상황에 직면했을 때 스트레스를 완화시켜주어 개인을 보호하고 스트레스를 극복할 수 있는 극복능력을 강화시키는 작용을 한다고 하여 행복감을 증진시킬 수 있는 강한 완충작용 효과가 될 수 있음을 시사한다[25].
특히, 본 연구는 사회적 지지의 하위요인으로 가족과 친구와의 관계를 구성하였는데, Jo [17]의 연구에서 가족지지와 친구 지지 모두 청소년의 행복감에 직접적인 정적 영향을 미치는 것으로 나타난 결과가 본 연구를 지지한다. 또한 청소년 시기에 또래로부터 높은 지지를 받을수록 사회적 불만족이 낮아지고 심리적 안녕감이 높아지며, 부모와의 관계를 친밀히 유지하여 부모를 긍정적으로 지각할수록 주관적 안정감이 높아진다고 보고한 연구결과들과도 비슷한 맥락이다[17,23].
사회적 지지는 사회적 관계망을 통하여 개인이 타인으로부터 얻을 수 있는 모든 긍정적 자원으로 사랑, 존중, 인정 등이 포함되며 인간의 기본적인 욕구를 충족시켜 주고 환경에 대한 통제감을 제공해줌으로써[17], 삶에 대한 자신감 및 만족감을 높여주는데 중요한 역할을 하며 사회적 불만족을 낮춰, 자연스럽게 안녕감을 갖게 한다[17,24]. 따라서 본 연구에서 나온 결과를 토대로 청소년의 행복감을 높이기 위해 가족과 친구의 사회적 지원 체계를 고려할 필요가 있다. 구체적으로 살펴보면, 부모는 청소년에게 긍정적인 양육태도를 보여 학생들이 자신의 부모로부터의 따듯한 지지를 제공받도록 해야 할 것이다. 청소년기에는 가족 간 직면하는 시간이 학업으로 인해 적지만 적은 시간 속에서도 가족구성원이 보다 더 친밀하고 긍정적 관계를 형성해 갈 수 있도록 해야 할 것이다. 또한 청소년기는 친구들과 함께하는 시간이 많으므로 이를 효율적 전략으로 활용하여 청소년들 상호 간에 긍정적인 관계를 맺을 수 있도록 노력해야 할 것이다. 친구들 간의 질 좋은 관계 형성을 위해 자조모임, 동아리 등의 다양한 활동 등을 통하여 이해, 배려, 이타심을 증진시키고, 무엇보다도 높은 응집력을 갖도록 지원해야 할 것이다[23]. 더불어 간호학 측면에서 청소년의 행복감에 있어 가장 큰 영향력을 미치는 사회적 지지를 강화할 수 있는 방안을 적극적으로 모색할 필요가 있다.
사회적 지지 프로그램은 정서적 지지와 정보적 지지로 구분하여 구성할 수 있다. 구체적으로 청소년들에게 학업 스트레스 등 부정적 감정 해소를 위한 부모로부터의 따뜻한 지지 및 친구들로부터의 동질감 형성을 통한 위로 등의 정서적 지지가 제공되어야할 것이며, 보건 교사, 담임 교사 등의 전문가 집단을 통한 스트레스 관리를 위한 이완요법 등의 간호중재 및 학업과 관련된 지적 교육 등의 정보적 지지가 제공되어야 할 것이다[17,18].
본 연구결과 자아존중감은 청소년의 행복감에 직접 및 총 효과가 있으며 청소년의 행복감에 정적 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 이러한 결과는 다양한 선행연구들에서 자아존중감과 행복감 간에 정적인 상관관계가 있음을 밝힌 연구결과들과 맥락을 같이 한다[12,23]. 자아존중감이 낮은 사람은 불안이 높으며, 자아존중감이 높은 사람은 정서적인 안정감이 있어 불안, 강박 등과 같은 심리 정서적 문제를 줄이거나 예방할 수 있으며, 이는 결과적으로 행복감에 긍정적인 영향으로 작용한다. 또한 자아존중감은 사람들이 스트레스를 처리하는 데 도움을 주는 역할을 하며[26], 스트레스 감소에 완충작용을 하여 소득 수준이 높든지 낮든지 간에, 어떤 상황 아래에서도 가치의 근원이 되어 긍정적인 정서의 근간이 된다[27].
긍정심리학(humanistic positive psychology)에서는 자아존중감의 역할을 중요하게 생각했는데. 이는 무엇보다도 자아존중감이 인간의 심리적 안녕과 행복한 삶의 방향으로 사람들을 이끌고 도와주기 위한 큰 영향을 가지며, 행복감을 증진시킬 수 있는 요소로 중요한 위치를 차지한다고 설명하고 있다[27]. 따라서 청소년의 행복감을 높이기 위한 전략으로 청소년의 자아존중감을 주기적으로 평가하고 관리하여 자아존중감을 향상시켜야 할 것이다. 중재방법으로 자아존중감 향상을 위하여 긍정적 자아탐색이 이루어지거나, 현재와 미래에 대한 낙관적 인식 등을 높일 수 있는 상담이 활성화되어야 할 것이다. 또한 청소년의 자신감 향상을 위해 개인의 수준에 맞는 목표를 설정하며, 목표 달성을 통한 성취경험을 통해 자신감을 향상시키도록 노력해야 할 것이다[23]. 구체적으로 자아존중감을 높이기 위한 중재 프로그램의 일례로 원예 요법을 통하여 작물을 심는 것부터 작물의 열매를 따는 것까지의 일련의 과정을 성공적으로 이끌 수 있는 중재 방안도 좋을 것으로 생각된다[22,28].
본 연구에서는 우울감이 행복감에 간접효과는 있었지만 직접효과는 없는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자아존중감이 매개변수로 투입되면서 직접적 영향력 보다는 간접적 영향력이 훨씬 커지면서 우울감의 직접적 영향력이 작아졌던 것으로 추측할 수 있다. 이는 Battle [29]이 우울감은 자아존중감 사이의 밀접한 관련성이 있으며, 자아존중감은 우울감에 대한 완충제로 작용한다고 설명한 것과 유사한 결과이다. 또한 Seligman [30]은 인간의 행복감은 다양한 변수들의 복합적 작용으로 형성되는 것을 강조하였는데 이는 본 연구결과를 지지해주며, 결과적으로 우울감은 자아존중감의 변수에 간접 영향을 주어 단계적으로 행복감에 작용한 것으로 사료된다. 그러므로 청소년의 행복감 증진을 위해 우울감 등을 점검하여 정신적 건강상태를 증진시킬 수 있는 지원 체계를 고려할 필요가 있으며, 청소년기라는 시기에서 당면할 수 있는 고유하고도 다양한 스트레스원(stressors)에 적절하게 대처할 수 있는 방안을 제시하여 우울감을 감소시킬 수 있는 심리적 예방, 교육, 치료 서비스를 개발하여 청소년의 긍정적인 자아를 형성함으로써 행복감에 이르도록 노력해야 한다[23].
본 연구결과 신체적 증상은 청소년의 행복감에 부적인 영향을 미쳤으나, 그 설명력이 통계적인 유의수준에는 미치지 못하였다. 이는 선행연구에서 신체적 증상이 행복감과의 부적 영향이 있는 것으로 나타난 결과와는 달랐다[1]. 본 연구결과를 볼 때, 신체적 증상 변수의 측정 개념 특성과 관련하여 고려해 볼 수 있는데, 신체적 증상이 실제 질병 유무보다는 자신의 건강에 대한 주관적인 평가로 지각하는 인지적 측면이 포함된 개념으로 신체적 증상이 청소년의 행복감에 직접적 영향을 갖는 것이 미미하여 나타난 것이라 생각된다. 따라서 추후 연구에서는 청소년의 행복감에 영향을 미치는 유의미한 건강상태를 탐색할 필요가 있으며, 개인의 인지적 개념이 포함된 주관적인 신체적 증상과 더불어, 실제 질병 유무 또는 객관적인 건강상태를 볼 수 있는 변수들을 포함하여 청소년의 행복감과의 관련성을 재확인해 볼 수 있는 반복 연구가 필요할 것으로 보인다.
지금까지 청소년의 행복감 구조모형 및 청소년의 행복감에 직 ․ 간접적으로 영향을 미치는 요인과 경로에 대하여 논의하였다. 특히, 본 연구에서는 사회적 지지가 청소년의 행복감에 가장 큰 유의미한 영향을 나타낸 결과를 보였는데, 이는 청소년들에게는 자신의 건강상태보다는 가족과 친구와의 관계 또는 다양한 주변인들의 따뜻한 지지와 지원이 행복감을 높일 수 있는 가장 근본적이며 효과적인 방안임을 알 수 있게 해준다.
초기 청소년기는 사회로부터 다양한 가치관을 접하게 되며 자아정체감 형성 및 발달단계 변화에 대한 스트레스뿐만 아니라 생리학적으로도 커다란 변화로 인한 긴장과 불안 등을 경험하게 된다[1,2]. 따라서 부모나 친구의 지지가 초기 청소년들에게 정서적 안정감을 줄 수 있으며, 친구들에게는 자신의 신체적 변화로 인한 새로운 상황 등을 서로 공유하여 동질감을 느낄 수 있도록 해야 할 것이다. 또한 청소년의 행복감을 높이기 위해서는 사회적 지지 이외에 개인적인 내적 성격 특성 요인으로 자아존중감이 행복감의 영향을 미치는 요인이고, 특히, 자아존중감이 우울감의 매개효과로 작용하여 청소년의 행복감을 증진시키는 조절효과의 영향요인임을 볼 때, 자아존중감을 통한 긍정적 지지의 복합적 요인을 반영한다는 사실을 확인할 수 있었다. 따라서 청소년의 행복감을 높이기 위하여 사회적 지지체계 마련 이외에 개인의 내적 요인으로 건강한 자아존중감 형성을 위한 총체적인 접근으로 상호 협력할 수 있는 포괄적인 접근이 요구된다.
본 연구는 청소년의 행복감, 자아존중감, 사회적 지지, 개인의 신체적 증상에 대한 자가 보고식 척도를 사용하였기에 연구 결과를 일반화하는데 신중을 기해야 한다. 또한 표본의 대상이 청소년 중 한 학년에 해당하고, 횡단적으로 수집된 자료로 모형을 검증하였으므로 청소년의 행복감을 전체적으로 조망하는데 제한이 있을 수 있어, 청소년의 행복감에 대한 포괄적인 확인을 위해서는 표본의 대상을 확대시키거나 종단적 연구나 질적연구방법으로 검증한 후속 연구가 필요할 것이다. 이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 청소년의 행복감 영향요인들을 Maslow의 욕구단계이론[9]을 이용하여 기본적 욕구, 심리적 욕구, 자아성취적 욕구 단계로 변수 간의 상대적인 영향력과 경로를 검증하여 현상을 이해하도록 시도되었고, 그 결과 청소년의 행복감에 대한 구조모형을 일반화시켜 좋은 설명력을 나타낸 것에 의의가 있다. 또한 변수들 간의 효과를 근거로 경로에 대한 설명을 통해 청소년의 행복감을 높이기 위한 간호중재 개발에 유용한 자료를 규명하였으며, 청소년의 행복감 관련 요인들을 총체적으로 포함한 모형을 구축했다는 점에서 의의가 있다. 이에 본 연구결과를 청소년의 행복감 증진을 위한 전략 개발을 위해 활용할 것을 제언하는 바이다.

결 론

본 연구는 청소년을 대상으로 행복감을 설명하는 요인들을 규명하고 청소년의 행복감 모형을 구축한 후 요인 간의 직 ․ 간접 경로를 확인하여 청소년의 행복감을 통합할 수 있는 모형을 개발하기 위해 수행되었다. 모형 검증 결과, 본 연구의 모형은 우수한 모델 적합도를 나타냄으로써 청소년의 행복감을 설명하기에 적합한 것으로 나타났다. 또한 청소년의 행복감에 사회적 지지, 자아존중감이 직접적인 영향을 미쳤고, 간접적으로는 우울감이 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 68.2%의 설명력을 나타내었다. 따라서 청소년의 행복감을 높이기 위해서는 우선적으로 사회적 지지체계의 마련이 필요할 것이며, 우울감을 감소시키고 자아존중감을 높이기 위한 혼합형 간호중재 전략이 필요하다고 본다. 이를 근거로, 청소년의 사회적 지지를 높이기 위한 중재와 우울감 감소, 자아존중감 향상을 위한 혼합형 중재 프로그램을 개발하여 청소년의 행복감에 미치는 효과를 측정한 연구를 제언해 본다.

CONFLICTS OF INTEREST

The author declared no conflicts of interest.

Fig. 1.
Theoretical framework of this study based on ecological model.
jkpmhn-2020-29-4-304f1.jpg
Fig. 2.
Path coefficients of modified model.
jkpmhn-2020-29-4-304f2.jpg
Table 1.
General Characteristics of Subjects (N=2,590)
Variables Categories n (%)
Sex Male 1,405 (54.2)
Female 1,185 (45.8)
Residential area Seoul 426 (16.4)
Busan 145 (5.6)
Daegu 120 (4.6)
Incheon 197 (7.6)
Gwangju 72 (2.7)
Daejeon 75 (2.9)
Ulsan 52 (2.0)
Gyeonggi-do 658 (25.4)
Gyeongsang-do 294 (11.4)
Gangwon-do 94 (3.6)
Chungcheong-do 224 (8.7)
Jeolla-do 196 (7.6)
Jeju-do 13 (1.5)
Subjective economic status Very rich 15 (0.6)
Rich 249 (9.6)
Medium 1,974 (76.3)
Poor 320 (12.4)
Very poor 29 (1.1)
Satisfaction of school life Very dissatisfaction 23 (0.9)
Dissatisfaction 98 (3.8)
Medium 505 (19.5)
Satisfaction 985 (38.0)
Very satisfaction 943 (36.4)
Not sure 36 (1.4)
Subjective health condition Be in very bad health 13 (0.5)
Be in bad health 196 (7.6)
Be in good health 1,413 (54.5)
Be in very good health 968 (37.4)
Table 2.
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects for the Final Model (N=2,590)
Endogenous variables Exogenous variables RW SE CR p SRW SMC Direct effect (p) Indirect effect (p) Total effect (p)
Self-esteem Physical symptoms .03 .02 1.64 .099 .04 .657 .04 (.243) - .04 (.243)
Depression -.39 .02 -15.48 <.001 -.53 -.53 (.001) - -.53 (.001)
Social support .50 .05 10.21 <.001 .39 .39 (.003) - .39 (.003)
Happiness Physical symptoms -.01 .02 -0.34 .728 -.01 .682 -.01 (.745) .01 (.201) .00 (.820)
Depression -.05 .03 -1.75 .079 -.06 -.06 (.145) -.20 (.001) -.26 (.002)
Social support .68 .07 8.99 <.001 .46 .46 (.002) .15 (.001) .61 (.003)
Self-esteem .44 .04 9.04 <.001 .37 .37 (.002) - .37 (.002)
Fit indices for hypothetical model x2=2,370.318, df=289, p<.001, GFI=.927, AGFI=.911, CFI=.942, IFI=.942, RMR=.020, RMSEA=.053

RW=Regression weight; SE=Standard error; CR=Critical ratio; SRW=Standardized regression weight; SMC=Squared multiple correlations; GFI=Goodness of fit index; AGFI=Adjusted good of fit index; CFI=Comparative fit index; IFI=Incremental fit index; RMR=Root mean square residual; RMSEA=Root mean square error of approximation.

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