흡연은 암, 심혈관 질환, 폐질환 등 각종 만성질환의 유발요인으로 알려지면서, 세계보건기구는 흡연이 인류건강을 위협하는 가장 큰 위험요인으로 인식하여 건강관련 첫 국제협약인 담배규제 국제조약을 제정하였다[1]. 우리나라도 이 조약에 비준하여 흡연자를 대상으로 금연클리닉운영, 금연거리 선포, 담배세 인상 및 담배규제 정책강화[1] 등 금연을 유도하기 위한 다양한 노력을 기울이고 있다. 이러한 노력의 결과로 우리나라 성인의 흡연율은 지난 2005년 50.3%, 2010년 27.5%, 2014년 24.2%로 꾸준히 감소추세에 있다[2]. 그러나 청소년의 흡연율은 2005년 11.8%, 2010년 12.1%, 2014년 9.7%로 지난 10년간 크게 감소하지 않고 일정 수준을 유지하고 있다[2]. 또한 우리나라 청소년의 흡연율은 OECD 국가 중 2위를 차지하고 있어[2], 청소년의 흡연율이 여전히 심각한 수준이다.

청소년 흡연율은 중학생 5.5%, 고등학생 13.8%로 고등학생의 흡연율이 더 높았다. 한편 고등학교 계열별의 성별 흡연율을 살펴보면, 일반고등학교는 남학생이 18.2%, 여학생은 4.7%이며, 특성화고등학교는 남학생이 31.6%, 여학생이 14.8%로, 특성화고등학교가 일반고등학교에 비해 남학생은 약 2배, 여학생은 약 3배 더 높았다[2]. 특히 특성화고등학교 남학생의 흡연율은 우리나라 성인의 평균 흡연율보다 높은 실정이다.

마이스터 고등학교, 과학 고등학교 등 일부계열을 제외한 특성화 고등학교 학생들은 가정의 경제적 어려움, 학업성적 부진 등으로 특성화고등학교를 선택하는 경우가 많은 편이다. 특히 학력을 중시하는 우리사회 풍토에서 특성화고등학교 일부 학생들은 자신의 무가치함을 느끼고 좌절감과 열등감 등 부정적인 자아형성으로 인해 자아존중감이 낮아지게 된다[3]. 이에 판단력이 부족한 학생들은 학교생활의 부적응과 불만족을 초래하게 되어 흡연과 음주 등의 의존성 물질을 추구하거나 도피 등의 문제행동을 쉽게 선택하는 경향이 있다[34]. 게다가 특성화고등학교 남학생들은 인문계고등학교 학생들보다 친구와의 유대감을 중요시하여 응집력과 결속력이 높은 편이다[3]. 이러한 친구문화는 긍정적인 영향과 더불어 흡연과 같은 문제행동의 기회를 빈번하게 접할 수 있고, 흡연으로 동질감을 가지는 등 부정적인 영향을 미치게 된다[4]. 따라서 특성화고등학교 남학생의 흡연문화를 파악하고 금연을 유도하기 위한 다각적인 노력이 요구된다.

인간의 사회적 행위는 의지의 통제 하에 있으며, 의도는 실제 행위를 성공적으로 수행하는 직접적인 결정요소이다[5]. 이에 금연의도를 금연성공의 주요한 예측인자로 제시하였으며[67], 금연의도를 갖는 것은 금연을 준비하고 실천에 옮기기 위한 전제조건이 된다[8]. 또한 금연에 대한 강한 의지가 금연행위 실천에 유의한 영향을 미치므로[67] 특성화고등학교 남학생의 성공적인 금연을 위해서는 금연 의도와 금연의도에 영향을 미치는 직·간접적인 요인 파악이 우선되어야 한다.

선행 연구에서 청소년의 금연의도는 흡연지식과 흡연태도[9], 금연 자기효능감[610], 자아존중감[1112], 교육 환경적 특성[13], 흡연 유혹과 중요타인의 흡연[14], 금연의 주관적 규범[12]등으로 환경적, 심리적, 인지적 요인 등과 관련이 있었다. 그러나 선행연구[691011121314]에서 흡연율이 높은 특성화고등학교 남학생을 대상으로 금연의도를 결과변수로 파악하는 연구는 거의 이루어지지 않았다.

이에 특성화고등학교 남학생의 가정환경, 학업성적, 친구 유대감과 자아존중감 등이 흡연요인[34]으로 보고됨에 따라, 흡연율이 높은 특성화고등학교 남학생의 금연을 유도하기 위해서는 금연의도와 관련된 다양한 변수들의 직·간접적인 관계를 규명하여 효과적인 보건 프로그램을 개발하여 적용하는 것이 중요하다.

인간의 건강행위 예측모델로 합리적 행위이론과 건강증진이론 등의 연구들이 진행되어 왔다. 합리적 행위이론은 인간이 특정행위를 수행하고자 하는 의도는 행위의 결정인자이며, 의도를 결정하는 요인은 특정행위의 태도와 주관적 규범에 의해 설명되고 있다[5]. 이 이론은 건강관련 행위를 예측하는데 단순·명확하고 측정 가능하여 일반화 가능성이 높은 이론으로 평가되고 있어[15], 금연의도와 관련하여 많은 연구들이 이루어졌다[716]. 그러나 금연의도와 관련하여 인간의 주관적 행위통제는 행위자를 둘러싸고 있는 환경적·심리적 여건에 따라 영향을 미치므로, 인지적 측면만을 강조하는 합리적 행위이론의 기본변수만으로는 행위를 설명하는데 한계점이 있다[17]. 특히 청소년의 금연행위는 환경적·심리적·인지적 요인들에 의해 영향을 받는 복합적인 과정[18]으로 형성된다. 인간의 환경적·심리적 변수와 다차원적인 요인을 포함한 이론으로 Pender의 건강증진모형[19]이 대표적이다. 이 건강증진모형에 의하면, 개인의 특성과 경험은 행위와 관련된 인지와 정서 및 인간 상호간의 영향과 상황적 영향을 통하여 발생하는 행위의도를 거쳐 행위결과로서의 건강행위에 영향을 미친다. 이에 본 연구는 합리적 행위이론[5]과 건강증진모형[19]을 토대로 특성화고등학교 남학생의 금연의도를 예측하는 이론적 모형을 구축하고 이를 검정하고자 한다. 이를 통해 특성화고등학교 남학생의 금연행위를 결정하는 금연의도를 분석하여 효과적인 금연 유도 방안 및 금연중재프로그램 개발을 위한 기초자료를 제공하고자 한다.

본 연구의 목적은 특성화고등학교 남학생의 금연의도에 대한 구조 모형을 구축하고 이를 검증하기 위함이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 특성화고등학교 남학생의 금연의도에 대한 가설적 모형을 구축한다.

둘째, 가설적 모형과 실제 자료간의 적합도 검정을 통해 특성화고등학교 남학생의 금연의도를 설명하는 구조모형을 제시한다.

셋째, 특성화고등학교 남학생의 금연의도에 영향을 주는 직·간접요인을 검정한다.

본 연구는 특성화고등학교 남학생의 금연의도를 예측하기 위해 Ajzen과 Fishbein [5]의 합리적 행위이론, Pender [19]의 건강증진모형과 이를 활용한 선행연구[720]를 고찰하여 금연의도를 포함한 7개 핵심요소를 도출하고 이들 요소들 간의 인과관계를 설정하여 개념적 기틀을 개발하였다(Figure 1).

흡연지식, 환경적 요인과 자아존중감은 건강증진모형의 개인의 특성과 경험 영역에 해당하는 요소이며, 금연태도, 금연의 주관적 규범과 금연 자기효능감에 직접적인 영향을 미친다[9111221]. 금연 태도, 금연의 주관적 규범과 금연 자기효능감은 건강증진모형의 행위와 관련된 인지와 정서 영역에 해당되는 요소로 금연의도에 직접적인 영향을 미치게 된다[7102122]. 한편, 합리적 행위이론[5]에 의하면, 금연태도와 금연의 주관적 규범은 금연의도에 대한 직접적인 설명요인이다[72223]. 흡연지식과 자아존중감은 금연의도에 직 접적인 영향을 미치며[2124], 환경적 요인은 금연태도, 금연의 주관적 규범과 금연 자기효능감을 통해 금연의도에 간접적으로 영향을 미칠 수 있다[111219]. 이에 본 연구는 특성화고등학교 남학생의 금연의도를 예측하기 위해 금연의도를 설명하는 직접적인 요인으로 금연태도, 금연의 주관적 규범과 금연 자기효능감을, 직·간접적인 요인으로는 흡연지식과 자아존중감을, 간접적인 요인으로는 환경적 요인으로 구성하여 이론적 모형을 구축하였다.

본 연구는 횡단적 조사연구로서 특성화고등학교 남학생의 금연의도를 설명하기 위하여 선행연구를 근거로 가설적 모형을 설정하고, 실증적 자료를 수집하여 모형의 적합성과 모형에서 제시된 가설을 검증하기 위한 연구이다.

본 연구의 대상자는 특성화고등학교 농업, 공업, 상업계열에 재학 중인 남학생으로 현재 흡연을 하고 있으며, 본 연구의 목적과 취지를 이해하고 연구에 참여하기를 동의한 학생을 대상으로 실시하였다. 구조방정식 모형(Structural Equation Model [SEM])의 표본크기는 측정변수의 15배가 최소 권장수준일 때 피험자 수는 n=1.5×측정변인의 수×(측정변인의 수+1)이다[25]. 본 연구의 측정변인의 수는 14개로 315명 이상이 요구되며, 본 연구에서는 총 413부로 권장 표본 크기 조건을 충족하였다.

본 연구는 연구대상자를 윤리적으로 보호하기 위하여 K대학교의 임상윤리심의위원회(IRB NO. CR-2015-0016-R) 승인을 받았다. 자료 수집은 2015년 4월 13일에서 5월 29일까지이며, D시와 K도에 소재하는 특성화고등학교 10곳에 재학 중인 1, 2, 3학년 남학생을 대상으로 학년간의 비율이 대략 1:1:1이 될 수 있도록 임의표집하였으며, 구체적인 대상자 선정 기준은 현재 흡연을 하고 있는 학생이었다. 각 학교장의 허락과 협조를 구한 뒤, 연구자가 직접 연구의 목적과 자료의 비밀보장 및 연구 자료의 관리에 대한 설명을 충분히 제공한 후, 대상자의 참여에 대한 서면동의를 받았으며, 보호자의 동의서는 통신문의 형식으로 전달한 뒤 보호자의 서면동의가 이루어진 학생들을 대상으로 조사가 이루어졌다. 본 연구에서 탈락자를 예상하여 450명에게 자료 수집하였으며, 이중 413명(91.8%)을 최종 분석에 활용하였다. 설문조사에 소요되는 시간은 약 20~30분이었으며, 자료수집 후 소정의 선물을 제공하였다.

본 연구는 연구문제와 가설검정을 위한 분석방법으로 SPSS/WIN 20.0과 AMOS 21.0을 이용하여 통계 처리하였다. 대상자의 일반적 특성과 측정변수들은 기술적 통계를 이용하였고, 각 측정도구의 신뢰도는 Cronbach's α, Kuder-Richardson 20 (KR20) 계수로 검정하였으며, 타당도는 문항 분석과 확인적 요인분석을 실시하였다. 주요변수간의 상관관계는 Pearson correlation coefficient로 검정하였으며, 표본의 정규성은 평균, 편차, 왜도, 첨도로 검정하였다.

구조모형의 적합도를 확인하기 위해 카이자승치(χ²), 표준카이자승치(χ²/df), 기초적합지수(Goodness of Fit Index [GFI]), 수정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index [AGFI]), 비교적합도지수(Comparative Fit Index [CFI]), 표준적합지수(Normed Fit index [NFI]), 근사원소평균잔차(Root Mean Square Residual [RMR]), 근사원소평균자승오차(Root Mean Squre Error of Approximation [RMSEA])를 이용하였고, 가설적 모형의 추정계수 유의성을 검토하기 위하여 표준화회귀계수(Standard Regression Weight [SRW]), 표준오차(Standard Error [SE]), 고정지수(Critical Ratio [CR]), p값을 이용하였다. 금연의도와 관련된 변수들 간의 직접효과, 간접효과와 총효과의 통계적 유의성을 검정하기 위해 Bootstrapping방법을 이용하였다.

대상자의 금연과 관련된 일반적 특성은 학년은 1학년 139명(33.7%), 2학년 142명(34.3%), 3학년 132명(32.0%)이며, 처음 담배를 피운 시기는 중학교가 269명(65.1%)으로 가강 많았고, 하루 평균 흡연량은 5~10개가 219명(53.0%), 5개 미만이 110명(26.6%)으로 가장 많았다. 흡연 동기는 ‘호기심’이 180명(43.6%), ‘선배와 친구 권유’가 132명(32.0%)이었다. 금연실패 이유는 ‘의지가 약해서’가 204명(49.4%), ‘주위환경 유혹’이 77명(18.6%), ‘동기 부족’이 72명(17.4%) 순으로 많았다. 금연교육 받은 경험은 ‘있다’가 353명(85.5%)이며, 효 과적인 금 연교육 종 류는 ‘금연교실’이 145명(35.2%), ‘전문 강사 강의’가 88명(21.3%), ‘학교 선생님 강의’가 70명(16.9%)으로 나타났다(Table 1).

본 연구 대상자의 흡연지식은 평균 0.73점(범위 0~1), 환경적 요인은 평균 2.49점(범위 1~5), 자아존중감은 평균 3.53점(범위 1~5)이었다. 금연태도는 평균 4.13점(범위 1~5), 금연의 주관적 규범은 평균 3.57점(범위 1~5), 금연 자기효능감은 평균 3.88점(범위 1~5)이었으며, 금연의도는 평균 3.94점(범위 1~5)이었다. 단일변량 정규성 검정에서는 왜도와 첨도 값이 -.24~1.51과 -1.30~2.88로 절대값 3~10을 넘지 않아, 정규성을 만족하여 구조모형 적합도를 검정할 수 있었다.

본 연구의 구성요인들의 타당도를 평가하기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFI])을 통한 적합도 지수 결과는 χ²=154.86 (df=53, p<.001), χ²/df=2.92, GFI=.94, AGFI=.90, CFI=.97, NFI=.96, RMSR=.02, RMSEA=.06이었다. 표준 χ²=은 3이하, GFI, AGFI, CFI, NFI는 .90이상, RMSR은 .05이하, RMSEA는 .08이하이면 좋은 적합도를 갖는 것으로 평가할 수 있다[25]. 따라서 본 연구 측정모형은 표본 수에 민감한 χ²= 통계량을 제외한 모든 지표들이 기준을 충족하는 것으로 확인되었다.

잠재변수를 측정하는 관측변수들의 일치정도를 확인하는 표준화된 요인적재량의 일반적인 기준은 .50이상이다[25]. 본 연구의 흡연지식, 금연태도, 금연 자기효능감과 금연의도는 측정변수가 1개이므로 요인적재량을 1로 지정하여 검증하였으며, 환경적 요인, 자아존중감, 금연의 주관적 규범의 표준화계수는 .70~.82로 집중타당성이 유지되고 있음을 확인하였다. 측정도구에 대한 타당도는 개념신뢰도(Construct Reliability [CR])와 평균분산추출(Average Variance Extracted [AVE])을 통해 확인할 수 있다. 본 연구 구성개념들의 CR값은 .70이상이므로 잠재변수에 대한 측정변수들의 내적 일관성이 있으며, AVE값은 .50이상으로 집중타당도를 만족하는 것으로 나타났다. 판별타당성(discriminant validity)은 서로 다른 잠재변수간의 차이를 나타내는 것으로, 본 연구에서 잠재변수의 AVE가 잠재변수간 상관계수의 제곱보다 크므로 문항의 구성개념에 대한 타당성을 만족하는 것[25]으로 검증되었다(Table 2).

본 연구의 가설적 모형에 대한 적합지수를 분석한 결과는, χ²=146.74 (df=62, p<.001), χ²/df=2.36, GFI=.95, AGFI=.92, CFI=.98, NFI=.97, RMR=.02, RMSEA=.05로, 본 연구의 가설적 모형에 적합지수는 χ²=146.74 (df=62, p<.001)을 제외한 모든 지표들이 기준[25]을 충족하는 것으로 나타났다. χ²=값은 표본의 크기에 민감하게 영향을 받는다는 문제점을 가지고 있으므로, 일반적으로 표준카이자승(normed chi-square [NC])인 χ²/df 값을 더 의미 있는 것으로 보고 있다[25]. 본 연구의 가설적 모형의 χ²/df 값은 모형이 적합한 것으로 나타났으며, 다른 적합도 지수도 양호한 적합도를 보였다.

가설적 모형의 분석결과, 이론적 모델에 의해 도출된 가설적 구조 모형의 14개의 경로 중 11개가 통계적으로 유의하였다. 금연태도에 대해 흡연지식(β=.28, p=.006), 환경적 요인(β=-.41, p=.004), 자아존중감(β=.21, p=.004)이 유의한 직접효과가 있었으며 설명력은 59.2%였다. 금연의 주관적 규범에 대한 환경적 요인은 유의한 직접효과(β=-.60, p=.004)가 있었으나, 흡연지식과 자아존중감은 유의한 직접효과가 없었으며, 환경적 요인에 의해서만 57.4% 설명되었다. 금연 자기효능감에 대한 흡연지식(β=.22, p=.004), 환경적 요인(β=-.10, p=.016), 자아존중감(β=.63, p=.004)은 통계적으로 유의한 직접효과가 있었으며 설명력은 78.1%였다. 금연의도에 대한 자아존중감(β=.21, p=.004), 금연태도(β=.07, p=.043), 금연의 주관적 규범(β=.07, p=.039), 금연 자기효능감(β=.66, p=.004)은 직접효과가 유의하게 나타났으며, 흡연지식은 직접효과(β=.00, p=.992)가 유의하지 않았다. 금연의도에 대한 흡연지식(β=.17, p=.004), 자아존중감(β=.44, p=.004), 환경적 요인(β=-.14, p=.004)은 간접효과가 유의하였으며, 총 5개의 변수가 금연의도를 87.2% 설명하였다(Table 3, Figure 2).