Journal Archive

청소년참여란 청소년이 주체적이고 자발적으로 자신의 삶 뿐 아니라 자신이 살고 있는 지역사회에까지 영향력을 행사할 수 있는 것으로, 다양한 의사결정과정에 능동적으로 관여하는 것을 말한다(Choi et al., 2013; Kim, 2017; Nam, 2009; Park, 2005; Yun and Moon, 2010). 우리나라의 경우, 1998년 제2차 청소년육성5개년계획을 계기로 청소년 참여·인권보장 등이 주요 정책과제로 등장하였고, 청소년육성정책이 수립되는 과정에서 청소년의 권리 보장과 자율적인 참여를 위한 사업이 지속적으로 논의되었다. 이후 지방청소년육성정책 및 청소년시설에서의 참여활동 제공을 의무화하였고, 1991년 청소년 기본법, 2004년 청소년활동 진흥법 등을 통해 청소년의 참여보장을 위한 법적근거를 마련하기에 이르렀다(Ministry of Gender Equality and Family, 2019).

청소년의 실제적인 참여활동 기회를 제공하기 위해 국가에서는 청소년특별회의, 청소년참여위원회, 청소년운영위원회와 같은 청소년 참여기구를 설치·운영하고 있다. 청소년특별회의는 17개 시·도 청소년과 청소년 분야의 전문가가 토론과 활동을 통해 청소년이 바라는 정책과제를 탐색하고, 정부에 제안하여 정책화하는 전국 규모의 청소년 참여기구이다. 청소년참여위원회는 여성가족부 및 지방자치단체에 설치·운영 중인 참여기구로서, 청소년이 직접 청소년정책이나 프로그램에 대한 정책자문 및 건의 등에 주체적으로 참여하고 다양한 자율·참여활동을 기획 및 운영한다. 또한 청소년운영위원회는 수련시설을 이용하는 청소년의 의견과 욕구를 반영하여 수련시설이 청소년 중심으로 운영될 수 있도록 하는데 목적을 가진 참여기구이다(Ministry of Gender Equality and Family, 2019).

이 중 본 연구의 대상인 청소년운영위원회는 2004년 청소년활동 진흥법의 제정으로 법적 근거가 마련되면서 오늘날의 형태로 확대되기에 이르렀다. 동법 제4조와 시행령 제3조에 따르면 청소년수련시설을 설치·운영하는 개인·법인·단체나 위탁운영단체가 청소년활동을 활성화하고, 수련시설의 사업, 프로그램, 시설 등의 운영과 관련된 의사결정과정에서의 청소년 참여를 보장하기 위하여 청소년운영위원회를 설치하여야 한다고 명시되어 있다. 또한 해당 시설을 운영하는 대표자는 이들의 의견을 운영과정에 반영하고, 국가 및 지방자치단체가 운영 예산을 지원할 수 있도록 하고 있다(Choi and Kim, 2013).

따라서 청소년운영위원회에 참여하는 청소년은 수련시설 운영 전반에 참여하고, 프로그램을 직접 기획·운영하며, 청소년 대표로서 각종 지역사회 청소년관련 행사에 참가하는 등 다양한 활동을 수행하고 있다. 또한 지속적인 회의와 소양교육을 실시하고, 수련시설의 환경 개선, 프로그램 모니터링, 각종 행사 및 캠페인 제안·참여·평가, 타 시설 탐방 및 교류활동, 홍보활동 등의 다양한 활동도 참여하고 있다(Ministry of Gender Equality and Family, 2019). 2012년부터는 매년 전국 청소년운영위원회 대표자 워크숍을 개최하고, 2013년부터는 전국 청소년운영위원회를 대상으로 매년 5개소의 우수 청소년운영위원회를 선발하여 운영성과를 공유하는 장을 마련하고 있다. 이를 통해 청소년들의 적극적인 참여와 역량 강화를 지원할 뿐 아니라 청소년운영위원회의 활성화를 도모하고 있다(Kim, 2016).

청소년들은 이러한 참여기구에서의 활동을 통해 자신의 삶 뿐 아니라 지역사회, 국가 정책에까지 영향을 미쳐 변화를 주도할 수 있다는 것을 체험하고 있다. 이를 통해 다양한 의사결정과정을 자연스럽게 경험하며 독립된 사회구성원으로 성장하는데 필요한 능력과 기술들을 배우게 되는 것이다(Choi and Kim, 2013). 이처럼 청소년에게 참여활동은 삶을 살아가면서 겪게 될 여러 의사결정과정을 미리 경험해볼 수 있는 상황이 되며, 그 속에서 자신의 역량을 개발하고, 더 나아가 자신의 삶에 적용할 수 있는 능력을 기르는 좋은 기회이자 권리라는 것을 알 수 있다.

이러한 관점에서 청소년 참여활동의 효과성을 분석한 연구결과를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 청소년 참여활동은 청소년의 성장과 발달을 도모한다. 실제로 여러 연구들은 참여활동이 청소년의 진로성숙도, 대인관계, 리더십, 사회적 기술, 생활역량 등 개인의 역량을 향상시키는데 도움이 되고 있음을 증명하였다(Kim. 2012a; Kim, 2017; Nam, 2009; Park, 2011; Roh, 2016). 둘째, 청소년은 참여활동을 통해 의사결정과정에 참여하고, 이러한 경험을 통해 독립된 사회의 일원으로 생활하는 데 필요한 역량과 기술을 배우고 있었다. 청소년들은 목표를 성취하여 원하는 결과를 얻는 것보다 참여활동의 과정에서 더 많은 것을 배우는 것으로 나타났다(Bozzer, 2000; Kim, Lee and Lim, 2016). 셋째, 청소년들은 참여활동을 통해 사회의 구성원으로서 영향력을 발휘하고 있었다. 이에 대해 Park(2003)과 Choi et al.(2013)은 청소년들이 주체적으로 참여하여 의사결정과정을 공유하면서 자신이 살고 있는 지역사회, 기관, 국가정책 등에 영향을 미쳐 사회발전과 변화에 기여하게 된다고 하였다. 넷째, 청소년들은 참여활동을 통해 다양한 경험학습을 하고 있었다. 참여기구에서의 직접적인 참여활동을 통해 다양한 경험을 하고, 이러한 경험은 자신의 기억구조에서 기존 정보와 통합 및 재구성되면서 자연스럽게 학습이 이루어진다는 것이다(Kim et al., 2009). 즉 청소년들은 참여기구에서의 활동을 한 후 가족, 학교, 지역사회의 구성원으로 돌아와 참여활동을 통해 학습한 내용과 관련된 정보를 수집하거나 새로운 지식, 신념, 목표 등을 도출해냄으로써 자신의 경험을 새롭게 조직하여 내면화하고 일반화시키고 있었다(Cho, 2009).

이와 같이 청소년 참여활동은 경험을 통한 배움의 과정이며, 청소년들이 독립된 생활인으로 살아가면서 필요한 다양한 역량과 기술을 함양할 수 있는 과정이 되고 있다.

본 연구의 문제를 해결하기 위해 2018년도 7월에서 8월에 걸쳐 설문조사를 실시하였다. 부산지역의 청소년수련시설 중 청소년운영위원회가 설치되어 있는 18개소 중에서 연구의 목적에 동의한 16개소의 청소년을 대상으로 하였다. 조사는 청소년운영위원 활동을 담당하고 있는 청소년지도사 또는 운영담당자에게 미리 협조를 요청하여 실시하거나 연구자가 직접 시설에 방문하여 청소년들에게 연구의 목적과 내용을 설명한 후 실시하였다. 수거된 설문지 중 답변이 누락되었거나 응답이 불성실한 설문지를 제외한 172개만을 분석에 활용하였다.

설문조사에 참여한 청소년은 남학생이 82명(47.7%), 여학생이 90명(52.3%)이었으며, 중학생은 53명(30.8%), 고등학생은 84명(48.8%), 대학생은 35명(20.4%)이었다. 또한 1년 미만의 비교적 짧은 기간 동안 활동해 온 청소년은 59.3%였으며, 1년 이상 연임해서 활동하고 있는 청소년은 40.7%인 것으로 확인되었다.

본 연구의 문제를 해결하기 Kim et al.(2016)이 개발한 청소년참여 척도와 Yun and Seo(2013)가 개발한 청소년 생활역량 척도를 활용하였다.

청소년운영위원회 참여수준을 도출하기 위해 활용한 청소년참여 척도는 인지적, 정서적, 행동적 요인의 3개 하위영역으로 구성되어 있다. 인지적 요인은 청소년참여 경험을 통해 얻게 되는 이해, 생각, 신념, 목표, 능력 등을 측정할 수 있는 4개 문항, 정서적 요인은 청소년이 참여에 대해 가지는 흥미, 관심 등 정서적·성격적 측면을 측정할 수 있는 4개 문항, 행동적 요인은 참여수준을 높일 수 있도록 행동의 관여-탐색-실천 등의 과정을 포함한 4개 문항, 총 12개 문항으로 이루어져 있다. 또한 각 문항은 청소년들의 참여 정도를 확인할 수 있도록 5점 Likert 척도(전혀 그렇지 않다, 그렇지 않다, 보통이다, 그렇다, 매우 그렇다)로 구성되어 있다.

청소년 생활역량 척도는 자기조절, 자기개발, 학습, 대인관계, 민주시민, 문제상황대처의 6개 하위역량과 이를 함양할 수 있는 19개의 생활기술로 이루어져 있다. 본 연구에서는 청소년운영위원회 활동을 하고 있는 청소년들의 생활역량이 어느 정도 변화하였는지 확인하기 위해 생활기술을 측정지표로 활용하였다. 즉, 19개 생활기술을 토대로 청소년운영위원회 활동에 참여하기 전과 비교하여 얼마나 변화되었는지를 척도에 표시하도록 하였다. 이 때, 청소년 개인이 가지고 있는 태도나 의견 등을 좀 더 구체적이고 객관적으로 평가하여 연구결과의 변별력을 높이기 위해서 11점 척도를 활용하였다. 본 연구에서 11점 척도는 6점이 변화 없음을 의미하고, 점수가 낮을수록 부정적인 변화를, 점수가 높을수록 긍정적인 변화를 의미한다.

이를 토대로 연구결과를 분석하기에 앞서 조사도구의 타당성을 먼저 검토하였다. 각 척도를 구성하고 있는 개별 문항의 양호도를 확인하기 위해 왜도와 첨도, 요인부하량을 산출해 보았다. 왜도와 첨도는 조사자료의 정규분포성을 확인해 볼 수 있는 지표이다. 일반적으로 왜도의 절대값이 2를 초과하거나 첨도의 절대값이 7을 초과하는 경우는 극단적이고 문제가 있는 것으로 판단하는데(West, Finch and Curran, 1995), 본 연구에 활용된 문항의 왜도는 –1.04~.75, 첨도는 –.26~1.85로 모두 기준값 안에 존재하고 있었다. 따라서 조사자료는 정규분포를 이루고 있다고 가정할 수 있다. 또한, 요인부하량은 하위영역에 포함되어 있는 개별 문항들이 각 하위영역을 측정하기에 적합한 것들로 묶여져 있는지를 확인하기 위한 지표로, 일반적으로 .30 또는 .40 이상이면 적절하다고 판단하고 있다(Kim, 2007; Seong, 2015). 본 연구에 활용된 개별 문항의 요인부하량은 .74 이상으로 산출되었으므로 청소년참여 척도의 12개 문항과 청소년 생활역량 척도의 19개 문항 모두 하위영역을 측정하기에 적합한 문항으로 구성되어 있음을 알 수 있었다.

조사도구의 안정성을 확인하기 위해 도구의 신뢰도(Cronbach’s α)를 산출한 결과에서 청소년참여 척도의 전체 신뢰도는 .95로 매우 높았으며, 인지적 요인은 .92, 정서적 요인은 .87, 행동적 요인은 .86으로 안정적인 수치가 산출되었다. 청소년 생활역량의 전체 신뢰도도 .95로 매우 높았다. 하위역량 중 자기조절역량의 신뢰도는 .76이었으며, 자기개발역량은 .86, 학습역량은 .84, 대인관계역량은 .88, 민주시민역량은 .77, 문제상황대처역량은 .83으로 확인되었다.

또한 조사도구의 하위영역 간 상관계수(Pearson’s r)를 산출한 결과, 청소년 참여 척도를 구성하고 있는 인지와 정서 간의 상관계수는 .77, 인지와 행동 간은 .81, 정서와 행동은 .77로 나타났다. 청소년 생활역량의 하위역량 간 상관계수는 .51~.78 사이에 존재하고 있었는데, 대인관계역량과 민주시민역량의 상관계수가 .78로 가장 높았으며, 대인관계역량과 자기개발역량(r=.76) 및 학습역량과 대인관계역량(r=.74)이 .70보다 높은 것으로 확인되었다. 두 조사도구 모두 각 하위영역을 독립적인 것으로 간주하기 힘들만큼 상관계수가 지나치게 높거나 상위의 구인을 설명한다고 말하기 어려울만큼 지나치게 낮은 상관계수는 발견되지 않았다.

본 연구를 위해 활용한 개별 문항 및 조사도구의 양호도는 <Table 1>과 같다.

연구에 참여한 청소년의 청소년운영위원회 참여수준과 생활역량의 변화정도를 확인하기 위해 평균과 표준편차를 산출하였다. 이 때 참여수준은 5점, 생활역량의 변화는 11점이 최고점이며, 점수가 높을수록 긍정적인 결과로 이해할 수 있다. 도출된 참여수준과 생활역량의 변화정도가 청소년의 성별, 학교급, 활동기간에 따라 차이나는지 분석하기 위해 차이검증을 실시하였다. 성별과 활동기간에 따른 차이는 t 검정을 통해, 학교급에 따른 차이는 F 검정 및 Scheffé의 사후검정을 통해 분석하였다.

또한, 청소년운영위원회 참여수준이 이들의 생활역량 변화정도에 얼마나 영향을 미치는지 분석하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 먼저, 공차한계와 VIF(Variance Influence Factor)를 산출하여 다중공선성이 없는지를 검토하였으며, Durbin-Watson의 통계량을 산출하여 잔차(오차항)의 독립성을 검증하였다. 이 때 청소년의 개인적 특성이 청소년운영위원회 참여수준 또는 청소년 생활역량에 유의한 영향을 미친다는 선행연구를 근거로(Jung, 2006; Kim, 2012a; Kim, 2017; Nam, 2009; Roh, 2016) 연구 참여자의 개인적 특성(성별, 학교급, 참여기간)을 통제변수로 활용하였다.

본 절에서는 청소년운영위원회에서 활동하고 있는 청소년들의 인지적, 정서적, 행동적 측면에서의 참여수준을 알아보았다. <Table 2>의 내용과 같이 본 연구에 참여한 청소년운영위원의 참여수준 평균은 4.08로 나타났다. 이를 통해 연구에 참여한 청소년들의 참여수준이 높은 편임을 알 수 있었다. 하위영역 중에서는 인지적 요인(M=4.12)이 가장 높았으며, 정서적 요인(M=4.06)과 행동적 요인(M=4.05)은 비슷한 수준인 것으로 확인되었다. 청소년참여에 대해 명확하고 안정된 목표를 가지고 이해하는 인지적 측면에서의 참여수준이 조금 더 높은 것으로 확인되었으나 수치의 차이가 있을 뿐 활동에 대한 관심이나 흥미를 가지고 참여하는 정서적 측면, 참여활동에 대해 탐색하고 관여하고 실천하는 행동적 측면에서의 참여수준도 높은 것으로 나타났다.

청소년운영위원회 참여수준에 대한 전체 및 하위영역별 평균이 청소년들의 개인적 특성에 따라 차이나는지를 확인해 보았다. 그 결과, 청소년들의 성별과 학교급에 따라서는 유의한 차이가 보이지 않았으나, 활동기간에 따라 참여수준의 하위영역 중 인지적 요인과 행동적 요인의 평균에서 유의한 차이가 있는 것으로 확인되었다. 즉, 1년 이상 활동해 온 청소년들의 참여수준이 그렇지 않은 청소년들의 참여수준보다 통계적으로 유의하게 높음을 알 수 있었다(p<.05).

이처럼 청소년운영위원회 활동에 참여하는 청소년들의 인지적, 정서적, 행동적 측면의 참여수준은 비교적 높은 것으로 확인되었으며, 이러한 참여수준은 청소년운영위원회 활동을 얼마나 오랫동안 참여해 왔느냐에 따라 차이가 있음을 알 수 있었다.

본 연구에 참여한 청소년들이 청소년운영위원회에서의 활동을 통해 청소년 생활역량이 긍정적 또는 부정적으로 변화되었는지를 알아보았다. 이는 11점 리커트척도를 통해 조사하였고, 결과는 <Table 3>과 같다.

청소년운영위원회 활동에 참여하는 동안 자신의 생활역량이 얼마나 변화되었다고 생각하는지에 대한 평균은 8.09로 나타나 본 연구에 참여한 청소년들의 생활역량에 긍정적인 변화가 있었음을 알 수 있다. 특히, 하위역량 중 민주시민역량(M=8.61)과 대인관계역량(M=8.58)과 같은 사회적 역량의 변화 정도가 가장 큰 것으로 나타났다. 이를 통해 청소년운영위원회 청소년들의 생활역량 변화 중 자신의 감정이나 의사를 표현하며 타인의 감정과 의도를 이해하는 대인관계역량과 조직의 일원으로서 다른 구성원과 조화를 이루며 살아가는 민주시민역량의 변화가 다른 역량에 비해 더 크게 있었음을 알 수 있다.

이러한 생활역량 변화의 특성을 조금 더 구체적으로 분석하기 위해 참여 청소년들의 개인적 특성에 따라 결과가 다른지를 확인해 보았다. 분석 결과, 청소년들의 성별과 참여기간에 따른 차이는 없었으나, 학교급에 따라서는 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 생활역량의 전반적인 변화는 .05 수준에서, 하위생활역량 중에서는 자기개발역량과 민주시민역량이 .01 수준에서 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 확인되었다. 이에 대해 Scheffé의 사후검정을 실시한 결과, 청소년들의 학교급 중 고등학생의 생활역량 변화가 대학생의 변화 정도에 비해 유의하게 높은 것으로 나타났다.

이상과 같이 청소년운영위원회 활동에 참여한 청소년들의 생활역량은 긍정적으로 변화되었음을 알 수 있었다. 이러한 변화는 민주시민역량과 대인관계역량에서 더 크게 나타났으며 청소년운영위원회 참여 청소년들의 학교급에 따라 변화 정도가 다른 것으로 확인되었다.

청소년운영위원회 참여수준이 독립된 생활인으로 성장하기 위해 필수적으로 갖추어야 할 사회적 기초능력인 생활역량 변화에 얼마나 영향을 미치는지 분석하였다.

회귀분석 결과를 살펴보기 전에 먼저 다중공선성을 통해 독립변수 간에 상호작용이 존재하는지를 확인하였고, Durbin-Watson의 통계량을 통해 잔차(오차항)의 독립성을 검토해 보았다. 다중공선성은 공차한계와 VIF를 산출하여 확인하였다. 일반적으로 공차한계는 .1 이상일 때 양호하다고 판단하며 VIF는 5이상인 경우 유의해야 하고, 10 이상으로 산출되면 위험한 것으로 판단하는데(Myers, 1990), 본 연구의 공차한계는 .28~.96으로, VIF는 1.02~3.57로 산출되어 독립변수 간 다중공선성은 존재하지 않음을 알 수 있었다. 또한, 0에서 4까지의 값을 가지는 Durbin-Watson의 통계량은 일반적으로 2에 가까울수록 잔차(오차항)의 독립성이 확보되지만, 0이나 4에 가까울수록 자기상관이 존재하여 회귀분석 결과의 타당성이 떨어지게 된다(Lee, 2015). 본 연구의 회귀분석에서 도출된 Durbin-Watson의 통계량은 2.06로 자기상관이 거의 없는 것으로 확인되었다.

회귀분석을 실시한 결과는 <Table 4>와 같다. 먼저, 모형 1에서는 성별, 학교급, 참여기간을 통제변수로 투입하여 생활역량의 변화에 미치는 영향을 파악하였고, 모형 2에서는 독립변수인 청소년운영위원회 참여수준, 즉 인지, 정서, 행동적 요인을 추가로 투입하여 외생변수를 통제한 후에도 청소년운영위원회 참여수준이 생활역량의 변화에 영향을 미치는지 알아보았다.

회귀분석의 결과, 모형 1은 .05 수준(F=2.63)에서, 모형 2는 .001 수준(F=6.32)에서 유의한 것으로 나타나 본 회귀분석 모형이 적합함을 알 수 있었다. 또한 모형 1의 R² 값이 .06, 모형 2의 R² 값은 .21로 R² 변화량이 .15 증가하였으며, F 변화량(10.63)은 .001 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

이를 통해 청소년운영위원회 참여수준이 생활역량 변화에 긍정적으로 영향을 미치고 있음을 알 수 있었으며 통제변수가 투입된 상태에서 독립변수가 종속변수를 설명하는 것이 통계적으로 유의함을 확인하였다.

모형 2의 회귀계수 검정 결과, 청소년운영위원회 참여수준 중 정서적 측면에서의 참여수준이 생활역량의 변화에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다(p<.01). 즉 청소년운영위원회 활동에 대한 흥미나 관심 등 정서적 측면에서의 참여가 높으면 높을수록 생활역량의 변화가 더 긍정적임을 알 수 있었다(<Table 5> 참조).

청소년운영위원회 참여수준이 생활역량 변화에 미치는 영향을 구체적으로 살펴보기 위해 하위역량인 자기조절, 자기개발, 학습, 대인관계, 민주시민, 문제상황대처의 각 역량별로 분석해 보았다. 모든 회귀모형에서 공차한계는 .28~.98 사이에 존재하고 있어 기준치인 .1 이상으로 확인되었고, VIF는 1.02~3.57로 기준치인 10 미만인 것으로 확인되었으며, Durbin-Watson의 통계량은 각각 1.81, 2.02, 2.11, 2.03, 2.04, 1.80으로 도출되었다. 이를 통해 각 회귀모형은 모두 독립변수 간에 다중공선성이 존재하지 않고, 잔차(오차항)의 자기상관도 없는 것으로 확인되었다.

회귀모형의 경우, 자기조절역량, 학습역량, 문제상황대처역량의 모형 1만 유의하지 않은 것으로 도출되었고, 그 외 모든 모형 1과 모형 2가 유의한 것으로 확인되었다. 자기조절역량의 R² 변화량은 .10, 자기개발역량과 학습역량은 .15, 대인관계역량은 .13, 민주시민역량은 .09, 문제상황대처역량은 .08로, 통제변수만 투입했을 때 보다 독립변수를 투입했을 때 설명력이 커진 정도는 자기개발역량과 학습역량에서 가장 큰 것으로 확인되었다. 또한, 각 회귀모형에서 모형 2의 R² 값을 살펴본 결과, 자기개발역량이 .23으로 가장 크게 나타났다. 이는 청소년운영위원회에 대한 참여수준이 생활역량의 변화에 긍정적으로 영향을 미치는데, 하위역량 중 특히 자기개발역량의 변화에 더 큰 영향을 미친다고 볼 수 있다(<Table 6> 참조).

회귀계수를 검정한 결과에서는 청소년운영위원회에 대한 정서적 측면에서의 참여수준이 모든 하위역량의 변화에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 즉 청소년운영위원회 활동에 대한 흥미나 관심 등 정서적 측면에서의 참여가 높으면 높을수록 자기조절역량, 자기개발역량, 학습역량, 대인관계역량, 민주시민역량, 문제상황대처역량의 변화도 더 긍정적임을 알 수 있다.