Introduction
또래괴롭힘 연구들이 1970년대 초기에 들어서 시작되었으나(H.-J. Chung, 2011), 연구의 관심사가 된지 오랜 시간이 흘렀음에도 불구하고 여전히 우리사회에서는 심각한 수준의 또래괴롭힘이 만연한 것으로 보고되고 있다(Ministry of Education, 2018; K. Song & Lee, 2018). 또래괴롭힘이란 힘의 불균형에 의해 대인 관계 내에서 일어나는 것으로, 한 학생이 한 명 또는 그 이상의 학생들에게 반복적·지속적·의도적으로 신체적, 정신적인 상처나 고통을 주는 행위를 의미한다(Olweus, 1993). 또래괴롭힘 선행연구들에 따르면 또래괴롭힘은 괴롭힘 상황에 존재하는 모든 학생들의 발달, 학교 적응 및 심리적 안정 등에 부정적인 영향을 미치는 것으로 알려졌다(Hawker & Boulton, 2000). 이에 따라 정부와 교육당국은 학교 폭력 예방 및 대책에 대한 법률을 제정하고 또래괴롭힘을 근절시키기 위해 노력하고 있지만, 2018년 1차 학교폭력 실태조사 결과 여 전히 괴롭힘 피해응답률은 증가하였다(Ministry of Education, 2018). 이러한 현실은 또래괴롭힘을 이해하고 예방하기 위해서는 기존과는 다른 접근이 필요함을 시사한다.
또래괴롭힘은 크게 두 가지로 관점에서 연구되어왔다. 하나는 가해자와 피해자에 주안점을 두는 것이고, 다른 하나는 또래괴롭힘이 발생하는 사회 집단이나 문화에 초점을 두는 것이다(J. Kim & Kim, 2000). 또래괴롭힘 예방 및 중재를 위한 초기의 연구들은 전자의 관점으로 이들의 특성을 밝히고자 하였다. 그러나 괴롭힘이 사회적 관계 내에서 발생되며 집단 내의 상호작용을 통해 강화된다는 점(Griffin & Gross, 2004; Salmivalli, Lagerspetz, BjÖrkqvist, Österman, & Kaukiainen, 1996; Sutton & Smith, 1999)을 근거로, 또래괴롭힘을 가해와 피해의 한 쌍으로만 구성된 배타적인 관계로 파악하기보다 주변 또래들의 역할 행동까지 포괄하여 총체적인 시각으로 조망해야 할 필요성이 제시되었다.
또래괴롭힘 상황에서 가해자와 피해자를 제외한 주변인들의 역할은 괴롭힘을 목격한 후에 어떠한 반응을 보이는지에 따라 방관자, 방어자, 가해동조자로 구분할 수 있다(Nam & Hong, 2015; Salmivalli et al., 1996). 또래괴롭힘 주변인 역할 행동과 관련한 초기의 연구들은 괴롭힘을 일으키는데 적극적으로 기여하는 가해동조 행동을 가해 행동과 함께 연구하여, 괴롭힘을 예방하고자 하였다(Y. Cho & Chung, 2009). 그러나 국외 연구에서 방관이나 방어 행동에 대한 관심이 시작되었고, 최근 들어서는 국내 연구에서도 가해동조 행동뿐 아니라 방관 행동과 방어 행동에 대한 관심이 증가하기 시작하였다.
또래괴롭힘 주변인 역할 행동 중 가장 빈도가 높은 방관 행동과 두 번째로 많이 나타났던 방어 행동(Ministry of Education, 2017, 2018)은 가해동조 행동과는 달리 괴롭힘 행동을 하지 않는 집단에 속한다. 이들은 괴롭힘 상황에서 공격적인 행동을 하지 않는다는 점에서 유사하지만, 친사회적이며 도덕적인 행동을 하는지 여부에 있어서는 차이를 나타낸다. 특히 방관 행동의 경우 또래괴롭힘 주변인 역할 행동 중 방어 행동으로 변화할 가능성도 나타났지만, 가해동조자로 전환되는 양상 또한 다른 역할 행동보다 상대적으로 높게 나타났다(Seo, 2013). 따라서 방관자가 가해동조자로 변하지 않도록 방관 및 방어 행동을 집중적으로 살펴보아, 방어 행동을 증진시키고 방관 행동을 감소시킬 만한 요인을 탐색하는 것은 또래괴롭힘 예방 및 개입의 기초 작업이 될 것으로 예상된다. 국외에서는 방관 및 방어 행동에 초점을 둔 연구들이 다수 존재하지만(Caroline & Bukowski, 2015; Gini, Albiero, Benelli, & Altoe, 2008; Nickerson, Mele, & Princiotta, 2008; Pozzoli & Gini, 2010; Thornberg, Wänström, & Pozzoli, 2017), 국내에서는 가해 및 가해동조 행동에 대한 연구에 비해 상대적으로 부족한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 방관 행동과 방어 행동을 함께 살펴보아 관련 요인을 파악해보고자 하였다.
또래괴롭힘 방관 및 방어 행동과 관련한 요인으로 공감, 폭력에 대한 허용적 태도, 자기효능감, 공격성, 자기통제 등이 있으나 최근에는 도덕적 인지 요인인 도덕적 이탈에 대한 연구가 주목받고 진행되고 있다(Bang, 2018). 국내외의 여러 선행 연구들에 따르면 도덕적 이탈은 피해자를 방관하는 행동(Caroline & Bukowski, 2015; Gini, Pozzoli, & Bussey, 2015; Pozzoli, Gini, & Vieno, 2012; Thornberg et al., 2017)과는 정적 관계, 피해자를 보호하는 방어 행동(Almeida, Correia, & Marinho, 2010; Caroline & Bukowski, 2015; Mazzone, Camodeca, & Salmivalli, 2016; Pozzoli et al., 2015; Pozzoli, Gini, & Thornberg, 2016; J.-Y. Song & Oh, 2016; Thornberg et al., 2017)과는 부적 관계를 나타냈다. 즉, 개인이 도덕적으로 많이 이탈되어 있을수록 또래괴롭힘 상황에서 피해자를 방어해주기보다는 모른 척 하는 방관 행동을 많이 하기 쉽다는 것이다. 이러한 도덕적 이탈의 영향은 개인이 가지고 있는 도덕적 인지특성의 하나인 개인내적 요인의 작용으로 이해할 수 있다.
한편, 이러한 개인내적 요인인 도덕적 이탈의 수준에 따라서 개인이 방어나 방관행동을 표현할 수 있을 것인지, 또는 개인이 행동을 수행하도록 동기화시키는 또 다른 사회적인 요인이 있는지에 대한 탐색이 필요하다. 선행 연구에 따르면 또래괴롭힘 상황에서 주변인들은 피해 학생을 방어해주어야 한다는 생각을 할지라도 다른 친구들이 자신의 행동을 부정적으로 바라볼 것으로 예상하여 소극적으로 행동한다(Sandstrom & Bartini, 2010). 이는 다수의 아이들이 또래괴롭힘이 바람직하지 않고 수용될 수 없는 행동이라 생각하면서도(Boulton, Trueman, & Flemington, 2002) 실제로 개입하지 않는 현상(O’ Connell, Pepler, & Craig, 1999)을 의미하는 ‘주변인 딜레마’로 설명이 가능하다. 주변인 딜레마는 피해자를 돕는 행동에 필요한 개인적인 특성이 확보되어도 주변 또래의 태도와 같은 상황적인 요인으로 인해(Cowie, 2014) 또래괴롭힘에 적극적으로 개입하지 못하고 내적 갈등을 경험하는 현상으로 설명되기도 한다. 따라서 개인의 도덕적 이탈의 정도로 주변인의 역할 행동을 예측하는 것은 집단적인 맥락 속에서 주변을 의식한 결과 적극적으로 괴롭힘 상황을 방관하고 방어하지 못하는 학생들에 대해서는 고려하지 못할 수 있다.
대부분의 도덕적 이탈에 대한 선행연구들은 전형적으로 집단 도덕성을 고려하지 않고 개인적인 도덕적 인지에만 초점을 맞추고 있다는 한계를 지닌다(Pozzoli et al., 2015). 이를 보완하기 위해 국외에서는 개인이 속한 집단이 얼마나 도덕적으로 이탈되었는지를 의미하는 집단의 도덕적 이탈(collective moral disengagement)이라는 개념으로 측정되기 시작하였다. 집단의 도덕적 이탈은 개인이 속한 사회적 집단 내에서 공유되는 비도덕적인 행동을 정당화하는 신념으로(Pozzoli et al., 2015), 상호적이며 동등한 집단의 역동으로부터 발생하는 집단 수준의 가치를 의미한다. 이러한 선행연구가 제시한 개념을 적용하여 본 연구에서는 집단의 도덕적 이탈을 아동기부터 청소년기까지 가장 중요한 사회적 맥락 중 하나로 보고되는 개인이 속한 ‘학급(class)’의 구성원들이 얼마나 도덕적으로 이탈되어있는지에 대한 개인의 인지 또는 지각으로 정의한다. 대부분의 괴롭힘은 같은 학급에 소속된 또래들 간에 발생하기 때문에(Ministry of Education, 2018; Salmivalli et al., 1996), 학급 구성원들이 도덕적으로 얼마나 이탈되었다고 개인이 인지하는지에 따라 괴롭힘 상황에서 주변인으로서의 개인의 역할 행동의 방향이 결정될 것으로 예상할 수 있다.
한편, 이러한 집단의 특성으로부터 얼마나 크게 영향을 받는가는 개인이 가진 또래집단에 대한 동조성향과도 관계가 있다. 또래동조성은 집단의 가치나 행동 등이 개인의 신념과 일치하지 않을 때에도 또래집단에 소속되고자 또래집단으로부터 승인되는 행동 양상을 선택하는 경향성을 일컫는다(Santor, Messervey, & Kusumakar, 2000). 이러한 또래동조성이 높은 청소년은 자신의 도덕추론에 대한 확신을 가지고 있더라도 집단의 행동을 따르는 경향이 있지만(H.-L. Cho, 2002; B.-E. Kim & Choi, 2016), 또래동조성이 낮은 청소년은 자신의 사고와 정서를 적절하게 통제할 수 있어 또래집단에 동조를 해야 하는 상황일지라도 올바른 도덕행동을 선택할 가능성이 높다(B.-E. Kim & Choi, 2016). 또한 실제 국내의 선행연구들을 살펴보면, 또래동조성은 또래괴롭힘의 방관 행동에 유의한 정적 영향을 미쳤고(Y. Cho & Chung, 2009; J.-H. Chung & Oh, 2018; Jeong & Lee, 2016), 방어 행동에는 부적인 영향을 미친다고 보고되었다(J.-H. Chung & Oh, 2018; Jeong & Lee, 2016; J.-Y. Song & Oh, 2016). 이러한 선행연구들을 근거로, 또래동조성이 높은 학생은 학급 집단의 도덕적 이탈의 정도를 높게 지각할 경우 또래괴롭힘 상황에서의 다수의 집단원의 행동을 따라 방관 행동을 할 가능성이 높고, 또래동조성이 낮은 학생은 학급 집단의 도덕적 이탈을 높게 지각하여도 올바른 도덕적 행동을 선택하여 방어 행동을 할 확률이 높을 것임을 예상해볼 수 있다. 즉, 또래동조성의 정도에 따라 집단의 도덕적 이탈이 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향력이 증폭 또는 완화될 수 있을 것으로 예상된다.
종합하면, 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동의 선행 변인에 대한 연구들은 대부분 개인적인 특성에 주목하였으나, 도움 행동에 필요한 개인적인 특성이 확보되어도 주변인 딜레마로 인해 괴롭힘에 개입하지 못하는 경우를 설명하지 못한다는 한계를 지닌다. 이는 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동이 개인적인 특성에 의해서만 결정되는 것이 아니라 주변 맥락적인 특성 또한 개입할 가능성을 시사한다. 따라서 본 연구에서는 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동을 예측하는 인지적 맥락 특성으로 학급 집단의 도덕적 이탈의 역할을 살피고, 청소년기 발달적 특성이자 친가해적 행동의 유력한 예측 변인(Y. Cho & Chung, 2009; J.-H. Chung & Oh, 2018; B.-E. Kim & Choi, 2016; B. K. Kim & Han, 2016)인 개인의 또래동조성이 집단의 도덕적 이탈과 상호작용하여 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동을 어떻게 다르게 예측하는지 살펴보고자 한다. 이에 더하여 집단의 도덕적 이탈(Gini et al., 2015; Kimberley & Bussey, 2017), 또래동조성(Jeong & Lee, 2016), 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동(Caroline & Bukowski, 2015; Mazzone et al., 2016; Pozzoli et al., 2015; H. Sim, 2008) 모두 남학생이 여학생보다 더 높게 나타난 바가 있으므로 성을 구분하여 조절효과를 살펴보았다. 본 연구 결과는 청소년을 대상으로 학교 현장 및 또래괴롭힘 예방 프로그램과 상담의 기초자료로 활용될 수 있을 것으로 예상된다.
Methods
연구대상
본 연구의 대상은 경기도와 인천광역시에 소재한 4곳의 중학교에 재학 중인 1-3학년의 남녀 청소년 314명이다. 연구 대상을 중학생으로 정한 이유는 도덕적 이탈이 학령기보다 청소년기에 더 나타나기 시작하며(Mazzone et al., 2016), 또래동조 성도 약 14-15세경에 최고조에 달하게 되어 청소년 후기로 갈수록 자율성이 발달하여 줄어들기 때문이다(Jang, 2009). 또한 초, 중, 고등학생을 대상으로 실시한 2018년 1차 학교폭력 실태조사에서 같은 학교 같은 반 학생에 의해 피해를 입은 비율이 중학교(50.1%)에서 가장 높게 나타났다(Ministry of Education, 2018). 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 중학교 1학년에서 3학년에 재학 중인 남녀 중학생들을 연구대상으로 선정하였다. 연구대상의 사회인구학적 특성을 살펴보면, 성은 남학생 167명(53.2%)과 여학생 147명(46.8%), 학년은 1학년 110명(35.0%), 2학년 116명(36.9%), 3학년 88명(28.0%)으로 총 314명이었다. 남녀 청소년의 평균 연령은 13.97 (SD = 0.82)세였다.
연구도구
본 연구에서 집단의 도덕적 이탈, 또래동조성, 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동은 청소년의 보고로 응답된 질문지를 통해 측정되었다.
또래괴롭힘 방관 및 방어 행동
본 연구에서는 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동을 측정하기 위하여 Salmivalli 등(1996)이 개발한 참여자 역할 질문지(Participant Role Questionnaire [PRQ])를 Seo (2008)가 수정하고 보완한 척도를 사용하였다. 원척도에서는 주변인 역할행동을 조력, 강화, 방어, 방관으로 구분하였으나 Seo (2008)는 조력과 강화를 가해동조로 통합하여 방관, 방어, 가해동조의 세 역할 행동으로 범주화하였다.
본 척도는 방관 행동(6문항), 방어 행동(6문항), 가해동조 행동(6문항)의 세 하위요인, 총 18문항으로 구성되어있다. 그러나 앞서 언급하였듯이, 본 연구에서는 방관 및 방어 행동에 초점을 두어 방어 행동을 증진시키고 방관 행동을 감소시킬 만한 요인을 탐색하고자 하여 방관 행동과 방어 행동 문항들만을 활용하였다. 방관 행동은 “또래괴롭힘 상황을 보아도 평소대로 내 할 일을 한다.”, 방어 행동은 “괴롭힘 당하는 아이에게 힘과 용기를 준다.”와 같은 질문들이 포함되어 있다. 각 문항은 ‘지난 9월부터 현재까지’의 자신의 행동을 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(4점)의 4점 Likert식 척도를 통하여 평가되었다. 점수가 높을수록 해당 역할의 행동 정도가 높은 것을 의미한다. 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’ s α)는 방관 행동 .92, 방어 행동 .83이었다.
집단의 도덕적 이탈
집단의 도덕적 이탈은 Bandura, Barbarnelli, Caprara와 Pastorelli (1996)가 도덕적 이탈 척도(Mechanisms of Moral Disengagement Scale [MMDS])의 30문항을 기반으로 탐색적 요인 분석을 실시하여 Gini, Powwoli와 Bussey (2014)가 수정한 학급 집단의 도덕적 이탈(Class Collective Moral Disengagement [CMD])을 번역 후 역번역 과정을 거쳐 사용하였다. 이는 연구자가 번역한 후, 한국어와 영어 모두에 능통한(bilingual) 1인이 역번역 하였고 그 내용을 다시 본 연구자와 아동학 전공자가 확인하는 과정을 거쳤다.
본 척도는 도덕적 정당화(3문항), 완곡한 명명(1문항), 유리한 비교(2문항), 책임 전가(1문항), 책임 분산(1문항), 결과 왜곡(4문항), 비인간화(4문항), 비난의 귀인(1문항)의 8가지 하위요인으로 이루어져있다(총 17문항). 각 문항에는 “우리 반의 ()%는 …라고 생각한다.”로 구성되어 학급 내의 학생들이 이러한 하위문항에 대해 어떻게 생각하고 있는지 답할 수 있게 되어있다. 각 하위요인 별 문항들을 살펴보면, 도덕적 정당화는 “친구를 보호하기 위해 싸움하는 것은 괜찮다.”, 완곡한 명명은 “얄미운 아이를 때리는 것은 그 아이가 잘못을 깨닫도록 하는 것이다.”, 유리한 비교는 “다른 아이를 때리는 것에 비하면, 깔보며 욕하는 것은 큰 문제가 아니다.”, 책임 전가는 “아이들이 나쁜 행동을 하는 것은 선생님의 잘못이다.”, 책임분산은 “주위 친구들 따라 나쁜 말을 쓰는 아이를 비난할 수 없다.”, 결과 왜곡은 “다른 아이를 놀리는 것은 그 아이에게 반드시 상처가 되지는 않는다.”, 비인간화는 “짐승취급을 당해도 마땅한 사람들이 있다.”, 비난에 대한 귀인은 “또래들에게 괴롭힘을 당하는 아이들은 대개 그럴만한 행동을 한다.”와 같은 문항들로 구성되어있다. 각 문항에는 원척도와 같이 0%(1점), 25%(2점), 50%(3점), 75%(4점), 100%(5점)의 5점 Likert식 척도를 통하여 평가되었다.
본 척도는 8개의 하위요인으로 구성되어 있으나, 단일요인으로도 해석이 가능하며(Gini et al., 2014), 여러 선행연구들(Gini et al., 2015; Kollerova, Soukup, & Gini, 2018; Thornberg et al., 2017)에서도 단일요인으로 사용하기에 무리가 없음이 입증되었다. 따라서 본 연구에서도 집단의 도덕적 이탈을 단일요인으로 사용하였다. 점수가 높을수록 집단의 도덕적 이탈의 정도가 큼을 의미하며 문항 간 내적합치도(Cronbach’ s α)는 .90이었다.
또래동조성
본 연구에서는 청소년의 또래동조성을 측정하기 위하여 Berndt (1979)가 개발한 또래동조성 척도(Peer Conformity Inventory [PCI])를 Y. Cho와 Chung (2009)이 수정 및 보완한 척도를 J.-H. Chung과 Oh (2018)가 일부 수정한 척도를 사용하였다. 본 척도는 중립적 동조성(7문항), 반사회적 동조성(6문항)으로 총 13문항으로 구성되어있다. 중립적 동조성은 “영화를 보고 싶지만 친구들이 노래방에 가자고 할 때 어떻게 할 것인가?”, 반사회적 동조성은 ”친구들이 신호를 무시하고 횡단보도를 건너자고 할 때 어떻게 할 것인가?“와 같은 질문들이 포함되어있다. 각 문항은 절대 하지 않는다(1점), 하지 않는 편이다(2점), 하는 편이다(3점), 확실히 한다(4점)의 4점 Likert식 척도를 통하여 평가되었다.
본 척도는 2개의 하위요인으로 구성되어 있으나, 단일요인으로도 해석이 가능하며(Berndt, 1979), 선행연구(J.-H. Chung & Oh, 2018)에서도 단일요인으로 사용하기에 무리가 없음이 입증되었다. 따라서 본 연구에서는 13문항을 총합하여 평균한 값을 분석에 사용하였다. 점수가 높을수록 또래동조성의 정도가 큼을 의미하며 문항 간 내적합치도(Cronbach’ s α)는 .83이었다.
연구절차
본 연구의 자료는 경기도, 인천광역시에 소재한 4곳의 남녀 중학생을 대상으로 실시되었다. 2018년 12월 중 경기도에 위치한 중학교에 협조를 요청하고 하루에 걸쳐 설문지를 배부하고 자료를 수집하였다. 설문을 시작하기 전에 각 담임교사에게 설문지 배부 방법 과 응답 시 유의사항을 설명하였고, 각 학급의 담임교사들이 학생들에게 설문지를 배부하고 직접 회수하였다. 배부된 453부 중 314부가 회수되어 83.9%의 회수율을 보였다. 분석 결과, 모든 변인의 왜도와 첨도의 절대값이 .11∼.95로 각각 3과 10미만으로 나타나 정규성이 확보되어 최종 분석에 314부를 사용하였다.
자료분석
수집된 자료는 SPSS 21.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용하여 분석하였다. 먼저, 연구 대상의 사회인구학적 특성을 살펴보기 위하여 빈도분석을 통해 각 변인의 빈도와 백분율(%)을 산출하였다. 둘째, 조사도구의 신뢰도를 확인하기 위해 Cronbach’ s α 값을 살펴보았다. 셋째, 각 변인들 간의 상관관계를 확인하기 위해서 Pearson의 적률상관계수를 산출하였다. 넷째, 집단의 도덕적 이탈이 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미 치는 영향을 또래동조성이 조절하는지에 관한 연구모형을 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986)가 제안한 방법을 위계적 회귀 분석을 통해 실시하였다. 조절효과가 유의미한 경우 Aiken 과 West (1991)의 제안에 따라 1차적으로 또래동조성을 중심화한 평균을 중심으로 ±1 SD (상, 하)집단으로 나눈 후, 각 집단의 회귀식의 기울기에 대한 유의도를 검증하였다. 그러나 조절효과가 유의미하게 나타났지만 각 집단 모두 회귀식의 기울기가 유의미하지 않을 경우에는 추가적으로 ±2 SD (상, 하)집단으로 나눈 후, 각 집단의 회귀식의 기울기에 대한 유의도를 검증하였다.
Results
상관분석
남자 청소년
청소년의 성에 따른 변수 간 상관관계를 살펴보기 위해 남자 청소년과 여자 청소년 각각의 Pearson의 적률상관계수를 산출하였다(Table 1). 먼저 남자 청소년의 경우를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 집단의 도덕적 이탈은 또래동조성(r = .18, p < .05)과 유의한 정적 상관을 보였다. 즉, 개인이 집단의 도덕적 이탈의 정도를 높게 인식할수록 또래동조성이 높았다. 둘째, 집단의 도덕적 이탈은 또래괴롭힘 방관 행동(r = .26, p < .01)과 유의미한 정적 상관을, 방어 행동과 부적 상관(r = −.17, p < .05)을 보였다. 즉, 개인이 집단의 도덕적 이탈의 정도를 높게 지각할수록 또래괴롭힘 상황에서 방관 행동의 정도가 높고 방어 행동은 낮았다. 셋째, 또래동조성은 방관 행동(r = .28, p < .01)과 유의미한 정적 상관을, 방어 행동과는 부적 상관(r = −.16, p < .05)을 보였다. 즉, 개인의 또래동조성이 높을수록 방관 행동의 정도가 높았지만 방어 행동은 낮았다. 마지막으로, 또래괴롭힘 방관 행동은 방어 행동과 부적 상관(r = −.49, p < .01)을 보였다. 즉, 방관 행동의 정도가 높을수록 방어 행동은 낮았다.
Table 1
Correlations Between the Variables
| 1 | 2 | 3 | 4 | M여 | SD여 | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Collective moral disengagement | – | .04 | .14 | −.00 | 2.34 | 0.65 |
| 2. Peer conformity | .18∗ | – | .39∗∗ | −.32∗∗ | 2.34 | 0.50 |
| 3. Bystanding behavior | .26∗∗ | .28∗∗ | – | −.47∗∗ | 2.05 | 0.71 |
| 4. Defending behavior | −.17∗ | −.16∗ | −.49∗∗ | – | 2.46 | 0.55 |
| M남 | 2.41 | 2.31 | 1.98 | 2.44 | ||
| SD남 | 0.57 | 0.48 | 0.75 | 0.60 |
여자 청소년
여자 청소년의 변인 간 상관관계를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다(Table 2). 첫째, 집단의 도덕적 이탈은 남자 청소년과는 달리 또래동조성, 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동과 통계적으로 유의한 상관을 보이지 않았다.
Table 2
Moderating Effect of Peer Conformity in Relationship Between Collective Moral Disengagement and Bystanding and Defending Behavior in Boys
| B | β | F(df1, df2) | R2 | △R2 | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Bystanding behavior | Collective moral disengagement (A) | .28 | .21∗∗ | 11.42∗∗∗(2, 164) | .12 | |
| Peer conformity (B) | .38 | .24∗∗ | ||||
| A × B | .26 | .09 | 8.09∗∗∗(3, 163) | .13 | .01 | |
| Defending behavior | Collective moral disengagement (A) | −.15 | −.14 | 3.76∗ (2, 164) | .04 | |
| Peer conformity (B) | −.16 | −.13 | ||||
| A × B | −.34 | −.16∗ | 4.01∗∗ (3, 163) | .07 | .03∗ |
둘째, 또래동조성은 방관 행동(r = .39, p < .01)과 유의한 정적 상관을, 방어 행동과는 부적 상관(r = −.32, p < .01)을 보였다. 즉, 개인의 또래동조성이 높을수록 방관 행동의 정도가 높았지만 방어 행동은 낮았다. 마지막으로, 또래괴롭힘 방관행동은 방어 행동과 부적 상관(r = −.47, p < .01)을 보였다. 즉, 방관 행동의 정도가 높을수록 방어 행동은 낮았다.
집단의 도덕적 이탈이 남녀 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향에 대한 또래동조성의 조절효과
집단의 도덕적 이탈이 남녀 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지를 살펴보기 위하여 위계적 회귀분석을 실시하였다.
조절효과 분석은 다음과 같은 절차로 이루어졌다. 먼저 다중공선성을 감소시키기 위해 독립변인인 남녀 청소년의 집단의 도덕적 이탈과 조절변인인 또래동조성을 중심화하였다. 중심화한 독립변인과 조절변인을 곱하여 상호작용항을 산출하였다. 위계적 회귀분석을 실시하여 1단계에는 독립변인과 조절변인을 투입하였고, 2단계에는 상호작용항을 추가로 투입하였다. 조절효과가 유의할 경우 회귀식을 사용하여 그래프를 도식화하였고, 유의한 상호작용을 구체적으로 살펴보기 위하여 1차적으로는 독립변인과 조절변인을 평균을 중심으로 ±1 SD (상, 하) 집단으로 구분한 뒤, 두 변인의 관계가 조절변인에 따라 차이가 있는지 사후검정(post-hoc)을 실시하였다(Aiken & West, 1991). 그러나 조절효과가 유의미하게 나타났지만, 각 집단 모두 회귀식의 기울기가 유의미하지 않을 경우에는 추가적으로 ±2 SD (상, 하)집단으로 나눈 후, 각 집단의 회귀식의 기울기에 대한 유의도를 검증하였다. 조절효과가 유의하지 않을 경우에는 주효과만을 분석하였다.
집단의 도덕적 이탈이 남자 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향에 대한 또래동조성의 조절효과
집단의 도덕적 이탈이 남자 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지를 살펴보기 위하여 위계적 회귀분석을 실시하였다(Table 2). 1단계와 2단계의 위계적 중다회귀분석의 기본 조건을 충족하는지 알아보기 위해 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동의 Durbin-Watson 지수와 VIF값을 구했다. 그 결과, Durbin-Watson 지수는 방관 행동은 1.82, 방어 행동은 1.99로 2에 가까워 잔차 간 자기상관이 없는 것으로 볼 수 있으며, 방관 행동과 방어 행동의 VIF값은 1.04∼1.07로 10보다 현저히 작아 다중공선성의 문제가 없는 것으로 판단하였다.
먼저, 집단의 도덕적 이탈이 남자 청소년의 방관 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지 살펴보았다. 그 결과 조절효과가 유의하지 않았다. 주효과를 분석한 결과, 집단의 도덕적 이탈(β = .21, p < .01)과 또래동조성(β = .24, p < .01)이 방관 행동에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 개인이 속한 집단이 도덕적 이탈을 많이 할수록, 또래에 동조하는 성향이 높을수록 방관 행동이 증가한 것이다. 남자 청소년의 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성은 함께 방관 행동을 12% 설명하였다.
다음으로 집단의 도덕적 이탈이 남자 청소년의 방어 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지를 살펴본 결과, 남자 청소년의 집단의 도덕적 이탈이 방어 행동에 미치는 영향은 또래동조성에 의해 조절되었다(β = −.16, p < .05). 1단계에서 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성은 방어 행동의 분산을 4% 설명하였고 2단계에서 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성의 상호작용항을 추가로 투입한 결과, 두 변인의 상호작용항의 설명력이 3%가 추가되어(△ R 2 = .03, p < .05) 방어 행동을 총 7% 설명하였다. 유의한 상호작용을 구체적으로 살펴보기 위하여 Aiken과 West (1991)가 제안한 방법을 따라 사후검정을 실시한 결과(Figure 1), 남자 청소년(n = 167) 중 또래동조성이 높은 남자 청소년(n = 96)은 집단의 도덕적 이탈의 정도가 높을수록 방어 행동을 적게 보였지만(β = −.30, p < .01), 또래동조성이 낮은 남자 청소년(n = 71)의 경우 집단의 도덕적 이탈이 방어 행동에 미치는 영향은 유의하지 않았다.
집단의 도덕적 이탈이 여자 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동에 미치는 영향에 대한 또래동조성의 조절효과
집단의 도덕적 이탈이 여자 청소년의 또래괴롭힘 방관 및 방 어 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지를 살펴보기 위하여 위계적 회귀분석을 실시하였다(Table 3). 1단계와 2단계의 위계적 중다회귀분석의 기본 조건을 충족하는지 알아보기 위해 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동의 Durbin-Watson 지수와 VIF값을 구했다. 그 결과, Durbin-Watson 지수는 방관 행동은 1.50, 방어 행동은 1.65로 2에 가까워 잔차 간 자기상관이 없는 것으로 볼 수 있으며, VIF값은 방관 행동과 방어 행동 모두 1.00∼1.01로 10보다 현저히 작아 다중공선성의 문제가 없는 것으로 판단하였다.
Table 3
Moderating Effect of Peer Conformity in Relationship Between Collective Moral disengagement and Bystanding and Defending Behavior in Girls
| B | β | F(df1, df2) | R2 | △R2 | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Bystanding behavior | Collective moral disengagement (A) | .13 | .12 | 14.40∗∗∗(2, 144) | .17 | |
| Peer conformity (B) | .55 | 39∗∗∗ | ||||
| A × B | −.08 | −.04 | 9.62∗∗∗(3, 143) | .17 | .00 | |
| Defending behavior | Collective moral disengagement (A) | .01 | .01 | 7.92∗∗ (2, 144) | .10 | |
| Peer conformity (B) | −.35 | −.32∗∗∗ | ||||
| A × B | −.32 | −.18∗ | 7.24∗∗∗(3, 143) | .13 | .03∗ |
먼저, 집단의 도덕적 이탈이 여자 청소년의 방관 행동에 미치는 영향을 또래동성이 조절하는지 살펴보았다. 그 결과 유의한 조절효과는 나타나지 않았다. 주효과를 분석한 결과, 또래동조성이 방관행동에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났 다(β = .39, p < .001). 즉, 또래에 동조하는 성향이 높을수록 방관 행동이 증가한다는 것이다. 여자 청소년의 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성은 함께 방관 행동을 17% 설명하였다.
다음으로, 집단의 도덕적 이탈이 여자 청소년의 방어 행동에 미치는 영향을 또래동조성이 조절하는지를 살펴본 결과, 집단의 도덕적 이탈이 여자 청소년의 방어 행동에 미치는 영향은 또래동조성에 의해 조절되었다(β = −.18, p < .05). 1단계에서 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성은 방어 행동의 분산을 10% 설명하였고 2단계에서 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성의 상호작용항을 추가로 투입한 결과, 두 변인의 상호작용항의 설명력이 3%가 추가되어(△ R2 = .03, p < .05) 방어 행동을 총 13% 설명하였다. 독립변인과 조절변인을 평균을 중심으 로 ±1 SD (상, 하) 집단으로 구분한 뒤, 두 변인의 관계가 조절변인에 따라 차이가 있는지 사후검정(post-hoc)을 실시하였다(Aiken & West, 1991). 그 결과, 또래동조성이 높은 집단과 낮은 집단 모두 집단의 도덕적 이탈이 방어 행동에 유의한 영향을 미치지 않았다. 그러나 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성을 평균을 중심으로 ±2 SD (상, 하) 집단으로 구분한 뒤, 사후검정(post-hoc)을 실시하였을 때는(Aiken & West, 1991), 또래동조성이 높은 집단과 낮은 집단 모두 집단의 도덕적 이탈이 방어 행동에 유의한 영향을 미쳤다(Figure 2). 즉, 여자 청소년 (n = 147) 중 또래동조성이 높은 여자 청소년(n = 76)은 집단의 도덕적 이탈의 정도가 높을수록 방어 행동을 적게 보였지만 (β = −.36, p < .05), 또래동조성이 낮은 여자 청소년(n = 71)은 집단 의 도덕적 이탈의 정도가 높을수록 방어 행동을 높게 보였다(β = .39, p < .05).
Discussion
본 연구는 경기도와 인천광역시에 소재한 중학교에 재학 중인 남녀 청소년을 대상으로 개인의 또래동조성이 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동간 관계를 조절하는지 성을 나누어 살펴보았다. 다음은 본 연구의 결과를 요약하고 논의한 것이다.
첫째, 남자 청소년의 또래동조성이 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동간 관계를 조절하는지 살펴보았다. 먼저, 남학생의 또래동조성은 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 방관 행동간 관계를 조절하지 못하였다. 그러나 주효과를 분석해보았을 때, 여학생과는 달리 남학생의 경우 집단의 도덕적 이탈이 방관 행동을 정적으로 예측하였다. 이러한 결과는 남학생이 여학생보다 자신이 주로 어울리는 소집단의 인식에 더 큰 영향을 받기보다 전체의 또래압력에 영향을 받기 때문에(E.-A. Kim & Lee, 2011), 학급 집단이 도덕적으로 얼마나 이탈되었는지가 그들의 방관 행동을 정적으로 예측한 것으로 보인다. 이는 집단의 도덕적 이탈 정도가 높다고 인지할수록 방관 행동을 많이 한다는 선행연구의 결과를 지지한다(Gini et al., 2015; Thornberg et al., 2017). 같은 학급에 속한 또래들의 도덕적 이탈의 정도를 높게 인지할 경우, 피해자를 도와주었다가 자신 또한 피해자가 될 수 있을 것 같은 불안감과 두려움(Pozzoli & Gini, 2010), 그리고 괴롭힘 상황에서 자신이 피해자를 방어하고자 하여도 이것이 실제로 효과를 보일지에 대한 의문으로(Thornberg et al., 2017) 방관하는 행동이 증가했을 것으로 예상된다. 또한 집단따돌림에 허용적인 집단규범이 존재한다고 개인이 인지할 때, 공감능력이 높은 학생들도 피해자를 방어하는 데 소극적인 태도를 보였으므로(Pöyhönen, Juveonen, & Salmivalli, 2010), 친사회적 행동을 예측하는 개인내적요인을 가지고 있는 남학생이라도 집단의 도덕적 이탈의 수준을 높게 인지할 경우 방관 행동을 많이 할 것으로 추정된다.
이는 학급 내 학생들이 괴롭힘에 대하여 허용적이라고 인지한 학생의 경우 학급 구성원들로부터 배척당하지 않기 위한 안전장치로 괴롭힘을 방관한다(Chun, 2019)는 선행연구 결과와도 맥을 함께 한다. 따라서 남학생들에게는 학급의 구성원들이 도덕적으로 이탈되어있지 않다는 환경을 조성하여, 자신의 방어 행동이 또래들에게 지지받는 긍정적인 결과를 가져올 것이라고 생각하게 만듦으로써 방어 행동을 촉진하는 것이 중요할 것으로 판단된다. 또한 전체 학급을 한 단위로 목표를 설정하는 것이 더욱 효율적인 또래괴롭힘 예방 및 개입으로 작용할 수 있을 것이다.
한편, 남학생의 방관 행동의 또 다른 주효과를 살펴보면 또래동조성은 방관 행동에 정적인 영향을 미쳤다. 이는 또래에 동조하는 성향이 높은 학생은 방관 행동을 많이 하며, 또래동조성향이 낮은 학생은 방관 행동을 적게 한다는 것을 의미한다. 또래동조성이 높은 청소년은 자신의 도덕추론에 대한 확신을 가지고 있더라도 집단의 행동을 따르는 경향이 있어(H.-L. Cho, 2002; B.-E. Kim & Choi, 2016), 주변 또래가 피해자를 돕지 않는 태도에 영향을 받아 괴롭힘을 보고도 모른 체 했을 가능성이 높다. 또한 또래에 동조하는 성향이 낮은 청소년은 집단이 지닌 가치와 행동이 자신의 신념과 일치하지 않을 때에 자신의 기준에 따라 행동하기 때문에(Chon, Lee, Yoo, & Lee, 2004), 괴롭힘 상황에서 피해자를 방관하는 행동이 감소했을 것으로 추정된다. 이러한 결과는 또래동조성이 또래괴롭힘의 방관 행동에 유의한 정적 영향을 미친 여러 선행연구들과 일치하며(Y. Cho & Chung, 2009; J.-H. Chung & Oh, 2018; Jeong & Lee, 2016), 발달 시기상 청소년 중기에 가장 높게 나타나는 또래동조성(Berndt, 1979)의 영향력이 유효함을 입증하였다.
다음으로, 남학생의 또래동조성은 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 방관 행동간 관계를 유의미하게 조절하지 못하였지만, 방어 행동간 관계에서는 조절효과가 유의하였다. 특히 이는 여학생보다 남학생에게서 두드러지게 나타났다. 청소년들은 청소년기 발달 특성상 또래와의 원만한 관계를 유지하는 것을 중요하게 여기며, 또래와 다르게 행동하기를 주저하는 경향을 보인다(Chun, 2019). 이러한 또래동조성이 높을 경우 개인의 도덕적 판단이 약화되어, 개인적 신념이 또래집단과 일치하지 않더라도 집단의 행동에 동조하도록 한다(Chon et al., 2004). 따라서 이들은 자신의 도덕성이 올바르게 발달되었음에도 불구하고 학급 또래들의 도덕적 이탈 수준이 높다고 인지할 경우, 이를 정당화시켜 주변 또래들의 부정적인 행동들을 무비판적으로 모방했을 것으로 판단된다. 또한 우리나라 청소년들은 1년간 동일한 학급친구들과 장시간 생활을 공유하며 지속적인 관계를 유지하기 때문에 서로를 더욱 의식하는 경향이 있어(Chun, 2019), 학급 학생들의 도덕적 이탈 정도는 또래동조성과 마찬가지로 괴롭힘 상황에서 자신의 행동 기준으로서 작용될 가능성이 높다. 도덕적 기준이 외부의 자극으로부터 학습되어 내부의 자율적인 요인으로 내면화되는 도덕성 발달의 과정을 고려하면(Bandura et al., 1996), 집단이 도 덕적으로 많이 이탈되었다고 인지할 경우, 또래동조성이 높은 개인은 이를 더욱 내면화 시켜 괴롭힘 상황에서 피해자를 보호하고자 하는 행동이 약화되는 것으로 해석된다.
둘째, 여자 청소년의 또래동조성이 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동간 관계를 조절하는지 살펴보았다. 그 결과 남학생과 마찬가지로 방관 행동에의 조절효과는 유의하지 않았으나, 방어 행동에는 유의미한 조절효과를 보였다. 남학생과 비교하여 좀 더 주목하여볼 점은, 여학생의 경우 개인적 특성인 또래의 규범에 순응하거나 동조하는 심리적 경향은 방관 및 방어 행동에 영향을 미쳤으나, 맥락적 특성인 집단의 도덕적 이탈은 방관 행동과 방어 행동을 독립적으로 예측하지 못하였다는 것이다. 이처럼 여학생에게 있어서 집단의 도덕적 이탈이 방관 및 방어 행동을 설명하지 못한 이유에 대해서는 다음과 같은 가능성을 고려해볼 수 있다.
먼저, 여학생은 남학생보다 학급 집단 내에서 더 작은 내집단을 구성하고 강력한 연대감을 공유하여(Mouttapa, Valenti, Gallaher, Rohrbach, & Unger, 2004), 또래괴롭힘 상황에서도 자신의 친한 친구들의 행동으로 바꾸는 경향이 많은 것으로 알려졌다(Salmivalli et al., 1996). 따라서 여학생에게는 또래괴롭힘에 대해 학급 전체의 친구들이 도덕적으로 얼마나 이탈되었는지에 대한 인식보다는 자신이 속해있는 소집단에 대한 동조성향이 더 큰 영향을 미칠 수 있다는 것이다. 또한 실제로 몇몇 선행연구에서는 학급 내에서 자신이 친밀하다고 생각하는 또래들로부터 느끼는 압력과 친구가 아닌 이들로부터 느끼는 압력은 다를 수 있다는 점(Mouttapa et al., 2004), 그리고 여학생의 경우 자신의 친밀한 친구인지 여부에 따라 정서적 결속력과 사적인 부분에 관여하는 정도가 크게 다르다는 점(Maccoby, 1998)을 제안하여 이러한 가능성을 뒷받침하였다. 따라서 여학생은 남학생과 달리 학급 전체의 도덕적 이탈의 정도가 방관 및 방어 행동을 예측하지 못하였으므로, 또래괴롭힘 개입 방안으로 개인의 또래동조성향에 보다 주의를 기울일 필요가 있을 것으로 사료된다.
한편, 여학생의 또래동조성은 집단의 도덕적 이탈과 방어 행동간 관계를 유의미하게 조절하였다. 특히 남학생은 또래동조성이 낮은 집단에서만 이러한 조절효과가 유의하였으나, 여학생은 또래동조성이 낮은 집단과 높은 집단 모두에게서 또래동조성의 조절효과가 유의미하였다. 또한 남학생과 달리 여학생의 또래동조성은 집단의 도덕적 이탈과 상관관계가 나타나지 않았음에도 불구하고, 여학생의 또래동조성과 집단의 도덕적 이탈이 상호작용하여 방어 행동을 설명하는 크기는 남학생보다 더욱 크게 나타났다. 이는 발달 시기상 청소년 중기에 가 장 높게 나타나는 또래동조성(Berndt, 1979)의 영향력이 여학생에게서 더 높게 나타난 선행연구와 맥을 함께한다(Y. Cho & Chung, 2009). 따라서 또래동조성이 높은 여학생의 경우 또래동조성이 높은 남학생보다 학급 분위기가 도덕적으로 부정적이라고 인식될 때 더욱 영향을 받는 집단이므로, 학급 내의 도덕적 이탈 수준을 낮출 수 있는 도덕성 함양 교육을 통해 또래괴롭힘에 가담 및 방관하는 행동에 대한 부정적 인식이 강하게 조성되는 것이 또래괴롭힘을 예방하는데 중요할 것으로 예상된다.
종합하면, 남녀 청소년의 또래동조성은 개인이 인지한 집단의 도덕적 이탈과 또래괴롭힘 상황에서의 방관 행동과의 관계는 조절하지 못하였지만, 방어 행동과의 관계는 유의하게 조절하였다. 이와 같은 본 연구의 결과는 높은 수준의 집단의 도덕적 이탈이 방어 행동의 위험요인으로 작용할 때, 높은 또래동조성은 이러한 부정적 영향력을 더욱 강화하는 부정적 지표로 작용하고 낮은 또래동조성은 이러한 부정적 영향력을 완화시켜주는 긍정적 지표로 작용한다는 것을 의미한다. 이처럼 학급 집단의 도덕적 이탈 정도와 개인이 지닌 또래동조성이 상호작용하여 또래괴롭힘 방어 행동을 예측한다는 점을 고려할 때, 괴롭힘 주변인들이 피해 상황을 보고도 모른척하지 않고 적극적으로 가해 행동을 중재하려고 노력하도록 교실 내 문화를 바꾸기 위해서는, 학급 구성원들이 속한 전체 집단의 도덕적 규준을 올바르게 심어주고 올바른 도덕적 판단을 길러주는 것이 중요하다. 뿐만 아니라, 맹목적인 친구지지를 줄이면서 그들이 또래괴롭힘 상황을 방관하지 않고 자신의 가치에 따라 행동할 수 있도록 인지적인 신념을 발달시켜주는 것이 중요한 과제임을 알 수 있다. 한편, 방관 행동의 경우 남학생의 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성의 주효과가 있었고, 여학생의 또래동조성의 주효과가 나타났으므로 이러한 시사점은 방관 행동을 예방하는데도 긍정적인 역할을 할 수 있을 것으로 추정된다.
본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 선택한 집단의 도덕적 이탈과 또래동조성의 상호작용 효과는 또래괴롭힘 방관 행동을 설명하지 못하였다. 방관 행동을 피해자 방어 행동으로 변화시킬 수 있도록 만드는 기제에 관하여 충분한 사례수를 수집하여 추후 연구에서 탐색해볼 필요성을 제안한다. 둘째, 또래괴롭힘 방관 및 방어 행동을 정확히 측정하는데 있어 자기보고식에 한정하지 않고, 또래보고, 교사보고 등을 활용하여 측정방식을 다양화할 필요가 있다. 실제 또래괴롭힘 주변인 역할 행동에 관한 국외의 선행연구에서 또래보고와 자기보고 모두 유사한 패턴을 유지하여 자기보고로 측정하여도 무관함이 제시되었지만(Caroline & Bukowski, 2015), 한편으로는 자기보고식 척도가 사회적 바람직성이 개입될 가능성도 있기 때문이다(Shin & Kang, 2014). 셋째, 본 연구에서는 또래동조성의 하위요인을 합산하여 조절효과를 살펴보았으나, 또래괴롭힘이라는 상황을 고려하여 보았을 때 중립적 동조성과 반사회적 동조성이라는 두 가지 동조성의 조절 효과가 다르게 나타날 가능성이 있으므로 추후 연구에서는 이러한 두 영역의 동조성을 분리하여 효과를 비교해볼 것을 제안한다. 넷째, 후속 연구에서는 집단 차원의 도덕적 이탈의 효과를 보다 정확하게 반영하기 위해서 Nested Model로 학급 차원과 개인 차원을 분리해서 측정하고 HLM과 같은 분석 방법을 적용할 필요가 있다.
그러나 위와 같은 제한점에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 의의를 지닌다. 첫째, 본 연구는 청소년기의 또래괴롭힘 주변인 개입을 구체적으로 파악하기 위하여 이들의 발달적 특성을 반영한 또래동조성과 맥락 특성을 지닌 집단의 도덕적 이탈을 함께 연구했다는 점에서 의의가 있다. 여러 선행연구들에서 개인내적 변인에 더하여 성과 환경적 변인을 함께 고려하여 보다 객관적인 이해가 이루어져야함을 제시한 만큼, 본 연구는 성과 또래동조성이라는 개인적 변인과 더불어 집단의 도덕적 이탈이라는 환경적 변인을 모두 고려했다는 점에서 가치가 있다. 둘째, 본 연구는 또래괴롭힘 상황에서의 주변인 역할 행동과 관련된 변인을 탐색함으로써 또래괴롭힘 주변인 역할 행동을 위한 경험적 연구 자료를 마련하였다. 본 연구는 개인이 인지한 집단의 도덕적 이탈의 정도가 주변인 역할 행동 중 가장 모범적인 행동으로 주목되어지는 방어 행동에 미치는 영향을 이해하기 위해 또래동조성 수준을 고려하여야 함을 밝혔다. 이에 따라, 또래괴롭힘 예방 프로그램과 상담에서 청소년이 속한 학급의 도덕적 이탈 정도와 개인의 또래동조성 수준을 함께 고려하여 접근한다면 괴롭힘 상황에서 피해자를 보호하는 행동을 증가시킬 수 있는 개입방안을 이끌어낼 수 있을 것으로 사료된다. 결국 본 연구는 그 동안의 개입의 중점이 되었던 개인 중심의 개입과 예방적 접근에 더하여 또래동조성과 함께 개인이 인지하는 집단의 도덕성을 보다 긍정적으로 변화시켜야 한다는 새로운 개입 방향의 근거를 제공하였다는데 의의가 있다.
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