1. 연구의 필요성

학령기 아동의 미디어기기 남용과 중독은 뇌 손상과 정서발달 및 교우관계에 부정적인 영향을 미쳐 심각한 사회문제로 이어질 수 있다[1, 2]. 미디어기기 중독이란, PC와 스마트폰 등의 미디어기기를 자주 사용하여 내성이 생기고, 사용하지 않을 때에는 불안과 초조함을 느끼는 강박적 심리 상태를 의미한다[3]. 미디어기기에 장시간 노출되는 경우 감정조절을 관장하는 편도체와 의사결정을 관장하는 전두엽의 손상이 나타나[2], 주요우울장애, 주의력결핍 과다행동장애 등과 같은 정신질환이 발생할 수 있다[4].

학령기 아동은 인지적, 심리적, 정서적 발달이 급격하게 이루어지는 시기로[5], 자발적으로 욕구를 조절하는 자기통제력이 약하기 때문에 미디어기기 중독에 취약할 수 있다[6, 7]. 국내 10대의 인터넷 이용 시간은 2019년 주 평균 17.6시간에서 2020년 27.6시간으로 전년 대비 10시간 증가하여, 5.2시간 증가한 20대보다 증가폭이 높은 것으로 나타났다[8]. 또한, 2020년 10대의 미디어기기 중독 위험군 비율은 전 연령대 중 가장 높은 35.8%로 20대 30.4%, 30대 22.7%보다 높았다[9].

학자들은 연령이 낮아질수록 미디어기기 중독의 위험성이 큰 폭으로 증가한다고 설명하고 있다[10, 11]. 특히, 학령후기에 해당하는 초등학교 고학년은 정서와 행동이 급격하게 변하는 청소년기로의 이환기로서[5], 새로운 것에 호기심이 많고 미디어기기에 쉽게 적응하는 특성을 가지는 시기이다[12]. 또한, 과도한 학업과 경쟁의 스트레스를 해소하기 위해 미디어기기에 대한 의존도가 높아질 뿐 아니라[13, 14], 높은 충동성과 낮은 자기통제력으로 인하여 미디어기기 중독의 위험에 노출된다[6, 7]. 이러한 특성을 고려할 때, 초등학교 고학년 아동을 대상으로 미디어기기 중독에 영향을 미치는 요인을 파악하는 것이 필요하다.

아동의 낮은 자아존중감은 미디어기기 중독의 위험요인으로 보고되고 있다[15, 16]. 경험적 가족치료모델에서 Satir [17]는 부모가 아동의 자아존중감 형성에 핵심적인 역할을 한다고 설명하고 있다. 부모는 아동이 가장 믿고 의지하는 존재로[5], 자녀의 자아존중감은 부모와의 상호작용을 통해 발달한다[17]. 자아존중감이 높은 부모는 자녀를 존중하고, 자녀와 자신의 감정과 욕구를 파악하고 충족하면서 안정적인 부모-자녀 관계를 형성할 수 있기 때문에 자녀가 높은 자아존중감을 형성하는 데 긍정적인 영향을 미친다[17]. 반면, 자아존중감이 낮은 부모는 자신의 부족한 부분에 대해 자녀에게 대리만족을 느끼고 자녀를 통제하면서 자녀와 불안정한 관계를 맺기 때문에[18], 불안정한 관계 속에서 자녀는 낮은 자아존중감을 형성하게 된다[17]. 더 나아가, Satir는 자녀의 문제행동을 아버지, 어머니, 자녀 세 사람의 관계로 구성된 삼인군 양상 속에서 살펴보아야 한다고 강조하고 있다[17, 19]. 따라서, 본 연구에서는 아동의 미디어기기 중독의 문제를 Satir의 경험적 가족치료모델[17]에 근거하여 아버지, 어머니, 아동의 자아존중감을 중심으로 분석하고자 한다.

선행연구에서는 부부의 낮은 자아존중감이 부부갈등에 부정적인 영향을 미친다고 설명하고 있다[20]. 부부의 자아존중감이 높을수록 문제 상황을 갈등으로 지각하지 않아 부부갈등 빈도가 낮아지지만[21], 자아존중감이 낮은 부부는 서로의 사랑과 인정을 갈구하고, 서로를 소유하고 통제하면서 부부갈등을 경험한다[17, 19]. 또한, 부부갈등은 상황을 서로 다르게 인식하고 대처하면서 발생한다[22]. 한 배우자가 문제 해결을 추구하고 변화를 모색하더라도, 다른 배우자가 그에 대한 논의를 종료하거나 상황을 회피할 때 부부갈등은 발생한다[23]. 부부는 상호 긴밀한 영향을 주고받는 관계로서, 한 배우자가 부부갈등으로 스트레스를 겪기 시작하면 다른 배우자에게도 영향을 미칠 수 있다[24]. 이러한 부부갈등의 역동성을 고려할 때, 부부갈등이 서로의 배우자에게 어떠한 방향으로 영향을 미치는지에 대한 분석이 필요하다.

더 나아가 부모의 부부갈등은 자녀에게도 부정적인 영향을 미친다. 부모가 부부갈등을 자주 경험할수록 자녀와의 갈등도 잦아지면서[22], 자녀의 미디어기기 중독 위험성도 높아진다[25]. 부모의 갈등과 같은 부정적이고 스트레스가 높은 환경에서 아동은 미디어 중독과 같은 부적절한 대처 기전을 보이기 때문이다[25]. 또한, 부부갈등은 자녀의 자아존중감에 부정적인 영향을 미치는 요인으로 보고되고 있다[26]. 부부갈등을 높게 지각하는 아동은 부정적인 상황을 효과적으로 대처하지 못하는 자신의 존재를 낮게 평가하여 낮은 자아존중감을 형성한다[27]. 부모의 갈등 상황 속에서 자아존중감이 낮게 형성된 아동은 무기력한 현실을 도피하기 위해 미디어기기 사용에 집착하게 되고[19, 28], 이러한 현실도피성 이용은 아동의 미디어기기 중독을 초래할 수 있다[3]. 따라서, 부모의 자아존중감과 아동의 미디어기기 중독 간의 관계에서 부부갈등과 아동의 자아존중감의 매개효과를 파악하는 것이 필요하다. 그러나, 부모의 자아존중감, 부부갈등, 아동의 자아존중감, 아동의 미디어기기 중독 변수들 간의 개별 관계를 분석한 연구[15, 16, 27, 28]는 있으나, 부부갈등과 아동의 자아존중감을 매개로 부모의 자아존중감과 미디어기기 중독의 관계를 검증한 연구는 부족한 실정이다. 이에, 부모와 아동의 특성을 함께 고려하여 아동의 미디어기기 중독의 위험요인을 파악하기 위해 본 연구는 아버지, 어머니, 아동으로 구성된 원가족 삼인군을 대상으로 부모의 자아존중감이 부부갈등과 아동의 자아존중감을 통해 미디어기기 중독에까지 이르게 되는 메커니즘을 연구하고자 한다. 본 연구의 결과는 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치는 요인을 부모와의 관계 속에서 파악함으로써, 아동의 미디어기기 중독을 예방하기 위한 가족 중심 프로그램 개발의 기초자료로 활용될 것으로 기대된다.

2. 연구 목적

본 연구는 구조방정식 모형을 활용하여 부모의 자아존중감이 부부갈등과 학령후기 아동의 자아존중감을 매개로 하여 아동의 미디어기기 중독에 미치는 영향을 확인하고자 한다. 본 연구의 구체적인 목적은 아래와 같다.

1) 부모의 자아존중감이 부부갈등과 학령후기 아동의 자아존중감을 매개로 하여 아동의 미디어기기 중독에 미치는 영향에 대한 가설 모형을 설정하고 적합도를 검증한다.

2) 부모의 자아존중감이 부부갈등과 학령후기 아동의 자아존중감을 매개로 하여 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치는 직·간접 경로와 효과크기를 확인한다.

3. 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구는 Satir의 경험적 가족치료모델[17]과 문헌 고찰을 토대로 학령기 아동 중 미디어기기 중독 위험이 높은 것으로 나타난 학령후기 초등학교 고학년 아동을 대상으로 부모의 자아존중감이 부부갈등과 아동의 자아존중감을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치게 되는 모형을 구축하고 검증하고자 한다. 구체적인 가설 및 경로 설정의 근거는 다음과 같다.

첫째, 부부갈등은 한 배우자가 다른 배우자의 기분을 상하게 함으로써 시작된다고 가정한다[29]. 특히, 자녀 양육과 관련하여 갈등이 발생할 때[30], 아버지와 어머니는 서로 다르게 부부갈등 정도를 인식하여 상대 배우자에게 영향을 미칠 수 있다[22, 31]. 이에 따라, 본 연구는 부부갈등이 서로에게 미치는 효과 방향의 유의성을 확인하고, 아동의 미디어기기 중독으로 이어지는 가설적 모형을 설정하였다. 먼저, Figure 1A에서는 아버지의 부부갈등이 어머니의 부부갈등으로 가는 경로(a1)를 검증하고, Figure 1B에서는 어머니의 부부갈등이 아버지의 부부갈등으로 가는 경로(a2)를 검증하여 2가지 모델 가운데 적합한 모형을 선택하고자 한다.

Figure 1
Hypothetical structural equation model. (A) Influence of father’s marital conflict on mother’s marital conflict. (B) Influence of mother’s marital conflict on father’s marital conflict. (C) Final structural equation model with parameter estimates.
FSE1~FSE9 = Items of father's self-esteem; MSE1~MSE9 = Items of mother's self-esteem; FMC1~FMC8 = Items of father's marital conflict; MMC1~MMC8 = Items of mother's marital conflict; CSE1~CSE5 = Items of children's self-esteem.

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둘째, 부모의 자아존중감은 부부갈등을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간적접인 부적 영향을 미칠 것이다. 이에, 부모의 자아존중감이 부부갈등에 이르는 경로(b1, b2)와 부부갈등이 아동의 미디어기기 중독에 이르는 경로(c1, c2)를 설정하였다. 자아존중감이 높은 부모는 부부 사이가 조화롭고 부부갈등을 경험할 가능성이 낮다[20, 21]. 부모의 안정된 관계는 자녀가 주변 환경을 지지적인 것으로 인지하게 되어 미디어기기 중독과 같은 문제 행동이 발생할 가능성을 낮춘다[32]. 반면, 부모의 자아존중감이 낮을수록 부부갈등은 높아지고[21], 부부갈등은 아동의 미디어기기 중독에 유의한 영향을 미친다는 선행연구 결과[28]에 근거하여 부모의 자아존중감이 부부갈등을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 미치는 효과를 분석하고자 한다.

셋째, 부모의 자아존중감은 아동의 자아존중감을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간접적인 부적 영향을 미칠 것이다. 이에, 부모의 자아존중감이 아동의 자아존중감에 이르는 경로(d1, d2)와 아동의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 이르는 경로(e1)를 설정하였다. 부모와 아동의 자아존중감은 아동의 미디어기기 중독과 밀접한 관련이 있다[15, 16, 33]. Satir는 아동의 자아존중감이 부모와의 관계에서 발달한다고 설명하고 있다[17, 19]. 부모의 자아존중감이 낮을수록 아동의 자아존중감은 낮아지고[33], 낮은 자아존중감을 가진 아동은 미디어기기 중독의 위험성이 높다는 선행연구 결과[15, 16]에 근거하여 부모의 자아존중감이 아동의 자아존중감을 매개하여 미디어기기 중독에 미치는 효과를 분석하고자 한다.

넷째, 부모의 자아존중감은 부부갈등과 아동의 자아존중감을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간접적인 부적 영향을 미칠 것이다. 이에, 부부갈등이 아동의 자아존중감에 이르는 경로(f1, f2)를 추가로 설정하였다. Satir는 아동의 문제행동이 역기능적인 원가족 삼인군 관계에서 유래된다고 설명하고 있다[17, 19]. 특히, 역기능적 가족관계는 아동의 자아존중감 결여를 매개로 미디어기기 중독을 초래한다고 가정할 수 있다. 부모의 낮은 자아존중감[33]과 부부갈등[26]은 아동의 자아존중감에 영향을 미치며, 낮은 자아존중감을 가진 아동은 미디어기기 중독의 위험이 높다는 선행연구 결과[15, 16]에 근거하여 부모의 자아존중감이 부부갈등과 아동의 자아존중감을 매개하여 미디어기기 중독에 미치는 효과를 분석하고자 한다.

마지막으로, 부모의 자아존중감은 아동의 미디어기기 중독에 직접적인 부적 영향을 미칠 것이다. 본 연구에서 제시한 개념적 기틀과 가설들을 토대로, 부모의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 미치는 영향이 있음을 충분히 가정할 수 있다. 하지만 이들 간의 직접적인 관계를 분석한 선행연구는 찾기 어려운 실정이다. 따라서, 부모의 자아존중감과 아동의 미디어기기 중독 간의 관계를 파악하고자 부모의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치는 직접 경로(g1, g2)를 추가로 설정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 부모의 자아존중감이 부부갈등과 학령후기 아동의 자아존중감을 매개로 하여 아동의 미디어기기 중독에 미치는 영향을 설명하는 가설 모형을 설정하고, 모형의 적합도와 직·간접 효과크기를 검증하는 구조모형 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구는 육아정책연구소의 한국아동패널(The Panel Study on Korean Children [PSKC]) 데이터를 사용한 2차 자료 연구이다. 한국아동패널은 2008년에 태어난 국내 신생아 가구를 모집단으로 층화다단계 표본 추출법을 적용하여 전체 표본 총 2,150 가구에게 조사를 시행하였다[34]. 1차년도 조사는 2008년에 시작되었으며, 2027년까지 총 20년간 진행되는 종단연구로 신생아 시기부터 성인 초기까지 아동의 성장 및 발달 과정을 추적하여 아동 특성의 다양한 변화 원인을 찾기 위한 대규모 패널데이터이다[34]. 조사 대상은 표본 아동과 주양육자인 부모이며, 매년 아동의 발달 특성 및 건강 상태, 그리고 부모의 심리·경제·사회적 특성 등을 지필·면접·관찰 등의 다양한 방법으로 조사하였다[34].

본 연구는 미디어기기 중독이 학령 전환기 초등학교 4학년 아동에게서 두드러지게 나타난다는 선행연구 결과[35]를 바탕으로, 한국아동패널 11차 데이터(2018)를 사용하였다. 연구대상은 초등학교 4학년 아동과 그 부모를 포함하는 원가족 삼인군이다. 11차 데이터 중 자아존중감, 부부갈등, 미디어기기 중독 변수에 응답한 총 1,082가구(부 1,082명; 모 1,082명; 자 1,082명)의 자료를 분석하였다.

3. 연구 도구

본 연구에서는 한국아동패널의 11차 자료 설문지 항목 중 부모의 연구 변수로 자아존중감과 부부갈등을 사용하였으며, 아동의 연구 변수로는 자아존중감과 미디어기기 중독을 사용하였다. 측정 모형의 타당도 검증 전, 각 잠재변수를 측정하는 관측변수의 집중타당도 검증을 위하여 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다[36].

4. 자료 수집 방법

본 연구는 이화여자대학교대학교 생명윤리위원회에서 연구 내용 및 방법에 대한 심의면제(승인번호: ewha-202112-0014-01)를 받은 후 분석을 진행하였다. 한국아동패널은 육아정책연구소의 기관생명윤리위원회에서 연구 승인을 받은 후 패널데이터를 구축하였다. 본 연구는 한국아동패널 홈페이지(https://panel.kicce.re.kr/pskc/index.do)에서 연구자의 소속과 데이터 사용목적을 밝히고 2018년에 수집되어 익명 처리된 11차년도 원시 데이터를 제공받았다.

5. 자료 분석 방법

수집된 자료의 분석은 SPSS/WIN 27.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 활용하여 대상자의 일반적 특성과 연구 변수들을 기술통계로 분석하였고, 측정 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α로 검정하였으며, 측정 변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient를 분석하였다. 또한, 다중공선성 검정을 위해 분산팽창지수(variance inflation factor [VIF])와 공차(tolereance) 분석을 시행하였으며, VIF는 10 이상, 공차는 0.1 이하일 경우 다중공선성의 문제가 있다고 판단하였다[44]. 측정 변수의 정규성은 왜도의 절대값 3 이하, 첨도의 절대값 10 이하일 경우 정규성을 만족한다는 Kline [45]의 기준을 토대로 검증하였다.

이후 Mplus 8.7 프로그램(Muthén & Muthén, CA, USA)을 활용하여 측정 모형의 타당도와 적합도 확인을 위해 확인적 요인분석을 실시하였으며, 모수 추정은 최대우도법(maximum likelihood method)을 사용하였다. 타당도 검증은 표준화 요인부하량 0.4 이상, 평균분산추출지수(average variance extracted [AVE]) 0.5 이상, 개념신뢰도(construct reliability [CR]) 0.7 이상인 경우 집중타당도가 확보되었다고 평가하였다[36, 46]. 판별타당도는 각 잠재변수들 간의 상관계수 절대값이 0.9 미만일 경우 확보되었다고 평가하였다[45]. 모형의 적합도는 χ², χ²/df, RMSEA (root mean square error of approximation), SRMR (standardized root mean squared residual), CFI (comparative fit index)로 검정하였다. χ²값은 표본의 크기에 민감하기 때문에 다른 적합도 지수들을 고려해야 하며, χ²/df은 5 이하인 경우 모형이 적합하다고 평가하였다[44]. 적합도 지수인 RMSEA는 .05 이하, SRMR과 CFI는 각각 .08 이하, .95 이상의 조합일 때 적합도가 양호하다고 판단하였다[46, 47].

매개변수의 간접효과 유의성을 확인하기 위해 총 10,000번의 부트스트래핑(bootstrapping) 표집을 시행하였으며[46], 95% 신뢰구간 검증을 통해 신뢰구간이 0을 포함하고 있지 않을 경우 매개효과가 유의하다고 판단하였다[44, 48].

1. 연구 대상자의 일반적 특성

연구 대상자의 일반적 특성으로 평균 나이는 아버지 43.3 ± 3.78세, 어머니 41.0 ± .3.53세, 아동의 경우 평균 월령은 123.95 ± 1.28개월이었다. 부모의 98% 이상이 초혼이었으며, 아버지의 42.0%, 어머니의 38.3%가 4년제 대학교 졸업으로 나타났다. 아동의 82.1%가 스마트폰을 소유하고 있었으며, 86.1%가 검색과 엔터테인먼트 목적으로 스마트폰을 가장 많이 사용하였고, 그 다음으로 게임 84.6%, 공부 67.8%, SNS 63.5% 순으로 나타났다(Table 1).

Table 1
Descriptive Characteristics of Participants (N = 3,246)

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2. 연구 변수의 기술통계, 정규성 및 다중공선성 검증

연구 변수의 기술통계, 정규성 및 다중공선성을 검증한 결과는 Table 2와 같다. 왜도와 첨도의 절대값을 확인한 결과, 왜도 -2.34~1.28, 첨도 -0.92~6.23으로 나타나 연구 변수의 정규성 검증이 확인되었다[45]. 연구 변수들 간의 상관계수 절대값은 .01~.80으로 나타났으며, VIF는 1.51~4.07, 공차는 .25~.66으로 다중공선성이 나타나지 않아 연구 변수들 간의 독립성이 검증되었다[44] (Table 2).

Table 2
Descriptive Statistics of Study Variables (N = 1,082)

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3. 측정 모형 분석

2) 측정 모형 적합도 평가

측정 모형의 적합도를 평가한 결과, χ² = 4,250.49 (p < .001, df = 804), χ²/df = 5.29, RMSEA = .06 (90% confidence interval[CI], 0.041~0.045), SRMR = .05, CFI = .89로 나타나 χ²/df ≤ 5.00, RMSEA ≤ .05, CFI ≥ .95의 기준에 충족되지 않은 것으로 나타났다[44, 47]. 이에, 수정지수(modification indices)가 큰 부모 자아존중감, 부부갈등, 그리고 아동 자아존중감의 측정변수 오차항 간 공분산을 설정하였다[44]. 그 결과, 측정 모형의 적합도가 개선되어 χ² = 2,391.64 (p < .001, df = 794), χ²/df = 3.01, RMSEA = .04 (90% CI, 0.041~0.045), SRMR = .04, CFI = .95로 나타나 측정 모형의 적합도가 적절한 것으로 확인되었다(Table 3).

Table 3
Goodness of Model Fit Indices of Hypothetical Model (N = 1,082)

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4. 구조 모형 검증

측정 모형을 기반으로 연구 가설에 따라 부모의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치는 구조 모형을 검증한 결과는 Figure 1과 같다. 본 연구 가설에 따른 구체적인 결과는 다음과 같다.

첫째, 아버지의 부부갈등이 어머니의 부부갈등에 영향을 미치는 모형(Figure 1A)의 적합도는 χ² = 2,408.52 (p < .001, df = 795), χ²/df = 3.03, RMSEA = .04 (90% CI, .041~.045), SRMR = .05, CFI = .95로 나타나 모형이 적합한 것으로 나타났다. 두 번째로 어머니의 부부갈등이 아버지의 부부갈등에 영향을 미치는 모형(Figure 1B)의 적합도는 χ² = 2,439.71 (p < .001, df = 795), χ²/df = 3.07, RMSEA = .04 (90% CI, .042~.046), SRMR = .06, CFI = .95로 나타나 SRMR을 제외한 적합도 지수를 만족하였다. 따라서, 최종 모형으로 아버지의 부부갈등이 어머니의 부부갈등에 영향을 미치는 모형(Figure 1A)을 선정하고, 부모의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 영향을 미치는 직·간접 효과를 분석하였다(Figure 1C). 최종 모형(Figure 1C)의 표준화 경로계수의 유의성 및 효과는 Table 4와 같으며, 총 12개의 경로 중 6개의 경로가 유의한 것으로 나타났다.

Table 4
Standardized Direct and Indirect Effect of the Final Model (N = 1,082)

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둘째, 부모의 자아존중감은 부부갈등을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간적접인 부적 영향을 미칠 것이라는 가설은 채택되었다. 구체적으로, 아버지의 자아존중감은 아버지의 부부갈등(β = -.53, p < .001)에, 아버지의 부부갈등은 어머니의 부부갈등(β = .49, p < .001)에, 어머니의 부부갈등은 아동의 미디어기기 중독(β = .19, p < .001)에 유의한 영향을 미침으로써 아버지의 자아존중감이 부모의 부부갈등을 통해 아동의 미디어기기 중독에 부적 영향을 미치는 간접 경로(β = -.05, p < .001)가 발견되었다. 또한, 어머니의 자아존중감은 어머니의 부부갈등(β = -.33, p < .001)에, 어머니의 부부갈등은 아동의 미디어기기 중독(β = .19, p < .001)에 유의한 영향을 미침으로써 어머니의 자아존중감은 어머니의 부부갈등을 통해 아동의 미디어기기 중독에 간접적으로 부적 영향(β = -.06, p < .001)을 미쳤다.

셋째, 부모의 자아존중감은 아동의 자아존중감을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간접적인 부적 영향을 미칠 것이라는 가설은 기각되었다. 하지만, 아동의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 부적 영향을 미치는 직접 경로(β = -.11, p < .01)가 추가로 발견되었다.

넷째, 부모의 자아존중감은 부부갈등과 아동의 자아존중감을 매개하여 아동의 미디어기기 중독에 간접적인 부적 영향을 미칠 것이라는 가설은 기각되었다. 즉, 부모의 자아존중감이 아동의 미디어기기 중독에 미치는 과정에서 부부갈등과 아동의 자아존중감의 동시 매개효과는 유의하지 않았다.

마지막으로, 부모의 자아존중감은 아동의 미디어기기 중독에 직접적인 부적 영향을 미칠 것이라는 가설은 채택되었다. 구체적으로, 어머니의 자아존중감은 아동의 미디어기기 중독(β = -.13, p < .01)에 직접적으로 유의한 부적 영향을 미쳤다.

최종적으로 간접효과의 유의성 검증을 위하여 부트스트래핑(bootstrapping) 방법으로 Bias-corrected bootstrap 95% CI의 구간을 확인한 결과, 두 간접경로의 구간이 모두 0을 포함하지 않아 간접효과의 유의성이 통계적으로 검증되었다[44, 48].