Research Center for Korean Youth Culture

[ Article ]

Forum for youth culture - Vol. 56, pp.103-125

ISSN: 1975-2733 (Print)

Print publication date 31 Oct 2018

Received 31 Aug 2018 Revised 15 Sep 2018 Accepted 20 Sep 2018

DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2018.10.56.103

대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향: 자아정체감의 매개효과 검증

장용언¹⁾

1)위덕대학교 사회복지학과 조교수

The Effect of Smart phone Addiction of University Students on Suicidal Behavior: Mediating Effect of Self-identity

Jang, Yongeun¹⁾

1)Department of Social Welfare, Uiduk University, Assistant Professor

초록

본 연구의 목적은 대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향에 대해 파악하고, 그 과정에서 자아정체감의 매개효과를 검증하는 것이다. 이를 위해 2015년 경기도와 충청남도 소재 2개 대학교 대학생을 대상으로 연구를 하였으며, 최종 결과분석에는 255명의 자료가 사용되었다. 분석방법은 기술통계 분석(descriptive analysis), 독립표본 t-검정, 다중회귀분석을 실시하였다. 본 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 스마트폰 중독은 자아정체감에 부적(negative)인 통계적 유의성을 가지는 것으로 나타났다. 둘째, 스마트폰 중독은 대학생의 자살행동에 정적(positive)으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나, 스마트폰 중독 수준이 높아질수록 자살행동의 수준이 높아지는 것으로 확인되었다. 셋째, 스마트폰 중독은 대학생의 자살행동에 정적(positive)으로 유의하고 매개변수인 자아정체감은 완전매개효과가 있는 것으로 확인되었다. 이와 같은 연구결과를 기반으로 대학생의 스마트폰 중독과 자살의 예방과 자아정체감 증진에 효과적인 청소년복지의 실천적·정책적 함의를 제시하고자 한다.

Abstract

The purpose of this study was to understand the effect of smart phone addiction on suicidal behavior and verify the mediating effects of self-identity in this relationship. To achieve the research objectives, we were used 255 participants from university students in Korea. Main results of the analysis are as follows. First, when the research model was tested, it was found that smart phone addiction of university students had a negative influence on their the self-identity. Second, smart phone addiction of university students had a positive influence on suicidal behavior. Third, in the relationship between smart phone addiction and suicidal behavior, self-identity was found to have a all-mediating effect. Based on the results, we provided effective suggestions to decrease the suicidal behavior of university students’s. This research in reference to the above results, propose practical social welfare interventions.

Keywords:

Smart phone addiction, Suicidal Behavior, Self-identity, University Students, Mediating Effect

키워드:

대학생, 스마트폰 중독, 자살행동, 자아정체감, 매개효과

I. 서 론

스마트폰은 단순한 전화기가 아닌 휴대용 소형 컴퓨터이다(임옥희, 2014). 2009년 스마트폰이 출시된 이후로 2018년 6월 현재 우리나라 스마트폰의 회선 수는 4,995만 개가 넘었으며, 2017년 현재 만 3세 이상 인구 중 스마트폰 이용자는 87.8%이며 특히 20대의 스마트폰 이용률은 99.8%이다(과학기술정보통신부, 2018). 정용찬(2016)은 세대별 스마트폰 이용 특성에 관한 보고서에서 우선, 미디어²⁾ 이용 빈도의 경우 20대 89.3%, 10대는 82.4%가 TV, 라디오, 신문 보다는 스마트폰을 더 많이 이용한다고 했다. 또한 일상생활에서 없어서는 안되는 매체로 10대와 20대는 70%가 스마트폰을 선택했다. 스마트폰 중독의 원인은 미디어 플레이어, 고속 Wi-Fi 모바일 시스템과 같은 모바일 컴퓨팅 기능으로 PC에 보다 쉽고 편리하게 인터넷에 접속할 수 있고, 스마트폰을 위한 다양한 앱과 게임이 만들어지고 있기 때문이다.(김현아, 2013). 스마트폰 중독은 스마트폰 사용의 즉시성, 휴대성, 시·공간의 무제약성 때문에 인터넷 중독보다 더 강력한 중독성이 있다(김재엽, 황현주, 2015).

대학생들이 중독의 다양한 영역 중에서 스마트폰 중독에 노출될 위험이 높은 것은 접근의 용이함, 다양한 컨텐츠, 과제 작성을 위한 정보검색, 스마트폰을 활용한 학습 등의 요인들이 원인이 될 수 있을 것이다(이유리, 2014; 정새롬, 2014). 고재량(2015)은 스마트폰 중독이 정신건강을 헤치고 있으며 문제행동의 원인이 되고 가족이나 학교에서 부정적인 영향을 미치고 있다고 하였다. 대학생의 스마트폰 중독은 정신건강에 부정적인 영향을 주며, 불안, 우울 등 심리적 문제를 일으킬 경향이 있다(Rosen, 2011). 대학생을 대상으로 스마트폰 이용 실태를 조사한 결과, 조사 대상자의 66%가 스마트폰 초기 중독 상태였으며 17%는 이미 완전한 중독 상태로 나타났다. 또한 73%가 중독 증상을 경험하면서 마약, 알코올과 같은 물질 중독자들에게서 나타나는 금단현상을 호소하기도 했다. 스마트폰 사용에 대한 불안, 의존, 대인관계 장애 등을 보였고 눈의 피로(31%), 근육통(15%), 신경계 장애(5%) 등을 경험하고 있는 것으로 나타났다(윤주영 외 15명, 2011).

통계청에 따르면 2016년 한 해 동안 우리나라에서 13,092명이 자살로 사망하여 40분당 1명이 스스로 생을 마감하는 것으로 나타났다. 우리나라 인구 10만명 기준 사망자 549.4명 중 자살로 인한 사망은 25.6명으로 나타났다(통계청, 2018). 특히 10대에서 30대까지의 사망원인 1위가 자살인 것으로 나타났고, 20~29세 청년층의 7.9%가 자살충동을 느낀다고 보고되었다(통계청, 2018). 대한민국의 대학생들은 고등학교 때까지 학교나 가정에서 수동적인 생활을 해오다가 대학생이 되면서 갑자기 많은 자율과 자유가 주어지게 된다. 대학 입학 후 교수-학생 관계, 동료관계, 학업(김현숙, 2003), 취업과 관련된 것이 과업으로 나타나면서 스트레스나 불안, 우울 등을 겪게 된다(김명옥, 2011; 김종운, 박선영, 2018; 서인균, 이연실, 2015). 대학생 자살에 관한 메타분석에서 우울은 대학생의 자살원인 중에서 제일 큰 원인으로 나타났다(안세영 외, 2015). 또한 자율적인 생활과 시간운영 혹은 교우관계와 유지와 과제 수행 시 필요에 의해서 스마트폰의 과다사용에 노출되어 있는 것이 현실이다.

청소년 시기에 자아정체감이 긍정적으로 발달하게 되면 성인기의 사회적, 심리적 요구에 잘 적응하게 되지만 부정적으로 발달하게 되면 역할혼미가 일어나 성인기를 준비하는 데 큰 지장을 초래한다고 하였다(Erikson, 1963). 자아정체감 형성은 후기 청소년 발달에서 핵심적인 문제로 부각되어 왔다. 대학생 시기는 자아정체감이 가장 광범위하게 발달하는 시기이다(Marcia et al., 1993). 자아정체감은 어느 한 시기에 형성되는 것이 아니라 일생동안 발달해 간다(나한나, 홍혜영, 2010). 박소윤(2017)은 자아정체감이 높은 청소년일수록 학교적응을 잘 할 가능성이 높다고 하였다. 반면, 자아정체감 혼란을 겪고 있는 청소년은 스트레스 대처능력 부족, 통제력 부족, 우울, 자기 비하와 같은 부적응에 노출된다(Barber et al., 1994).

기존의 선행연구를 살펴보면 청소년의 스마트폰 중독으로 인한 결과에 대해 단편적인 결과를 보고한 경우가 많이 있었으나, 대학생의 스마트폰 중독과 자살행동과의 관계에서 자아정체감의 매개효과를 검증하는 연구는 미흡한 것으로 보여 진다. 이에 본 연구에서는 대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향에서 자아정체감의 매개역할을 검증해보고 대학생의 자살예방을 위한 효과적인 개입 방안을 모색해보고자 한다.

지금까지의 선행연구를 바탕으로 연구문제를 구체적으로 설정하면 다음과 같다.

첫째, 스마트폰 중독이 대학생의 자아정체감에 미치는 영향은 어떠한가?

둘째, 스마트폰 중독이 대학생의 자살행동에 미치는 영향은 어떠한가?

셋째, 스마트폰 중독이 대학생의 자살행동에 미치는 영향에서 자아정체감은 매개효과가 있는가?

II. 이론적 배경

1. 스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향

스마트폰은 2009년에 출시되면서 스마트폰 중독에 관한 연구의 역사는 짧은 것이 사실이나 기존의 인터넷 중독 개념과 연속선상에 있다고 볼 수 있다. 특정물질의 유입 없이 장애가 야기되는 행위중독의 하나로 스마트폰 중독은 인터넷 중독, 휴대폰 중독과 같은 맥락의 IT기기 중독이며 스마트폰의 지나친 사용과 몰입으로 초조함, 불안, 우울 등과 같은 일상생활에서의 장애를 경험하는 것이 스마트폰 중독이라고 할 수 있다(오강탁, 이제은, 2012; 조춘범, 2017). 스마트폰 이용 시 통제력을 잃고 강박적으로 사용하여 현실보다는 가상세계를 지향하고 금단이나 내성으로 불안·초조 등을 경험하며, 일상생활에 장애를 겪는 증상이다(고재량, 2014). 조춘범(2017)은 자기 통제력을 상실하여 과도하게 스마트폰에 몰입함으로써 의존, 불안, 내성, 초조, 금단과 같이 일상생활에서의 부적응과 장애를 경험하는 것이라 하였다. 따라서 스마트폰 중독은 자기 통제력을 상실한 과도한 스마트폰 몰입으로 의존, 불안, 내성, 초조, 금단과 같은 일상생활에서 부적응 현상을 보이는 것으로 정의할 수 있다.

대학생들의 스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향을 살펴보기 전에 먼저 자아정체감의 개념을 살펴보면 다음과 같다. 자아정체감이란 자신에 대한 명확한 개념 정의, 자신의 독특한 특성에 대한 자각, 자기수용의 정도, 인생의 목표·가치·신념 등에 대한 결정, 그 결정한 것의 실행을 위한 실제적 활동, 정체감을 가지기 위한 탐색, 자신의 미래에 대한 확신이다(Waterman, 1982). 자기 자신의 존재가치를 형성해 가는 과정이며, 인지·정서·행동적 측면에서 명확하고 안정되고 꾸준히 변화해 가는 자기 자신의 다양한 모습이다(김영애, 2014). 자아정체감은 내가 누구이며, 어디를 향해 가고 있는가를 인식하며, 사회적 역할과 자신의 능력을 융합하여 하나의 자아를 찾아가는 자아통합의 과정이다(송지원, 2018).

이와 같은 자아정체감에 대해 스마트폰 중독이 미치는 영향을 살펴보면 다음과 같다. Morita(2017)가 스마트미디어 중독 정도에 따른 집단 간 자아정체감 차이에 관한 연구에서, 일반사용자군이 중독위험군보다 더 높은 자아정체감 수준을 가지는 것으로 나타나 스마트미디어에 과도하게 몰입할수록 자아정체감이 낮음을 알 수 있다. 평균적으로 스마트미디어를 사용하지 않는 미사용군 집단이 자아정체감 수준이 가장 높았고, 다음으로 일반사용군, 마지막으로 중독위험군이 자아정체감 수준이 가장 낮은 수준을 보였다(Morita, 2017). 인터넷 중독과 자아정체감에 관한 연구에서도 자아정체감 수준과 인터넷 중독 및 과용은 부적(negative) 관련이 있으며, 인터넷 중독에 빠져 있을수록 자아정체감이 낮고 자기개념, 자아발달과 부정적인 관련이 있는 것으로 나타났다(Israelashvill et al., 2012). 이연구와 최승원(2014)이 대학생 402명을 대상으로 한 조사에서도 인터넷 중독 수준이 높아질수록 자아정체감의 수준이 낮아진다고 밝히고 있다.

2. 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향

자살은 스스로 자신의 목숨을 끊는 살인행위이다(황명주, 2018). 자살은 생각, 의도, 시도, 실행 등으로 구분한다(Reynolds & Mazza, 1999). 홍영수(2004)는 자살행동을 자살생각, 자살계획, 자살시도 및 자살행동의 4개의 차원으로 구분하였으나 자살실행은 심리부검(psychological autopsy)을 실시하여야 하므로 일반인구집단을 대상으로 한 연구에서는 자살행동 유형은 자살생각과 자살계획으로 한정하는 것이 현실적이라고 했다. 본 연구에서도 자살행동을 자살생각과 자살계획으로 제한하여 연구하고자 한다. 자살생각을 한다고 반드시 자살시도를 하지는 않는다 해도 자살생각이 극단적인 경우에는 자살행동으로 이어질 수 있다는 점을 중요하게 생각해야 할 것이다(Reifman & Windle, 1995). 처음에 단순한 자살생각도 심각한 수준의 자살생각으로 이어질 수 있으며, 자살에 대해 얼마나 심각한 생각을 갖고 있는지도 중요하지만 ‘자살생각의 유무’가 자살예측에 있어 중요한 지표가 될 수 있다(Simons & Murphy, 1985).

대학생을 대상으로 스마트폰 이용실태에 대해 조사한 결과, 참여대학생의 48.3%가 자신의 손에 스마트폰이 없으면 불안을 느끼며, 37.3%는 자신이 스마트폰에 중독이 되었다고 생각된다고 응답했다(Newswire, 2011). 스마트폰 중독은 부정적인 결과를 수반하는 반복적 사용, 금단현상, 내성, 가상세계지향성, 일상생활 장애 등 일반적인 행동중독과 물질중독의 심리사회적 특징과 기제를 공유한다(정숙희 외, 2015; Morita, 2017). 대학생들의 스마트폰 중독에 관한 연구에서 스마트폰 중독은 불안, 의존, 우울, 강박증, 신체화, 신경증, 자존감, 인정추구 경향, 집중력 저하와 같은 심리·정서적 문제와 적응 및 일상생활의 지장을 가져올 수 있다고 하였다(고기숙 외, 2012; 임경자 외, 2013; 최현석 외, 2012). 대학생 525명을 대상으로 조사한 결과에 따르면 스마트폰 정상 사용군에 비해 중독사용군의 불안, 우울 수준이 더 높았으며, 스마트폰 중독성향이 강할수록 불안과 우울의 정도가 더 높은 것으로 나타났다(황경혜 외, 2012). 대학생 자살관련 메타분석에서 자살을 유발하는 변인 중 유발변인별 효과가 제일 큰 변인은 우울인 것으로 나타나(안세영 외, 2015), 대학생의 스마트폰 중독으로 인한 우울은 자살에 영향을 줄 수 있음을 유추해 볼 수 있다.

스마트폰의 과다사용이 자살충동에 미치는 영향 연구에서, 스마트폰 과다사용의 수준이 높은 학생이 낮은 학생에 비해 우울수준이 더 높은 경향을 보였으며, 고위험 사용자 집단의 평균점수는 중증 우울로 분류되어 치료를 받아야 하는 수준인 것으로 나타났다. 또한 스마트폰 과다사용 수준이 높은 학생이 낮은 학생에 비해 자살충동 수준도 더 높다는 연구 결과가 나왔다(이창민, 2014). 스마트폰 중독 고위험군 788명을 대상으로 한 연구에서 스마트폰 중독이 자살생각에 정적인(positive) 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 스마트폰 중독의 수준이 높아질수록 자살생각 수준이 높아진다는 의미이다(서인균 외, 2017). 스마트폰 중독과 자살과의 관계를 연구에서 조사대상자의 21.5%가 지난 2주간 우울과 무력감에 빠진 경험이 있었으며, 21.1%는 자살을 심각하게 생각해 본 경험이 있었고, 6.1%는 지난 1년 동안 자살계획을 구체적으로 세워본 경험이 있었다고 했다. 또한 스마트폰 중독과 자살생각은 정적 상관관계가 있다고 보고했다(강민정 외, 2014). 기독대학생들을 대상으로 한 연구에서 스마트폰 중독은 자살생각과 정적인 상관관계가 있으며, 대학생의 스마트폰 중독 수준이 자살생각 정도를 유의하게 예측하는 것으로, 스마트폰 중독 수준이 높아질수록 자살생각을 많이 하는 것으로 해석할 수 있다(정숙희 외, 2015).

3. 자아정체감이 자살행동에 미치는 영향

대학생을 314명을 대상으로 자아정체감과 자살생각과의 관계에 대한 연구에서, 자아정체감과 자살생각과의 관계에서 유의한 부적 관계가 있었으며 자아정체감 수준이 증가할수록 자살생각은 감소하였다(김효정, 2011). 청소년의 자아정체감이 자살생각에 미치는 연구에서 부정적인 자기인식인 낮은 자아정체성이 우울을 통해서 자살생각에 영향을 미치는 결과가 나왔다(조윤자, 2007). 박현숙(2007)은 자아정체감은 자살생각과 유의한 부적 상관이 있는 것으로 나타나 자아정체감이 낮은 청소년은 자기통합을 이루지 못하고 이로 인해 자살생각과 같은 내재적 문제로 발전할 수 있다는 것을 시사한다. 대학생을 둘러싼 환경체계 요인들이 자살생각에 미치는 영향에 관한 연구에서 자아정체감은 자살생각에 직접적 영향을 주지 않고 우울을 매개로 자살생각을 강화하는 것으로 나타나(이정숙·조인주, 2018) 앞의 조윤자(2007)와 박현숙(2007) 연구와도 일치하는 것으로 나타났다. 이재상(2004)의 연구에서도 자아정체감은 자살생각에 직접적으로 영향을 미치는 것으로 나타나 자살생각이 자살에 이르지 않도록 많은 관심이 요구된다. 이현지와 김명희(2007)의 연구에서는 대학생이 인지하는 자아정체감이 자살생각에 미치는 과정에서 자아정체감은 자살생각과 부적 상관이 있는 것으로 나타나 자아정체감이 높은 대학생이 자살생각 수준이 낮은 것을 나타났다.

III. 연구방법

1. 연구 참여자와 자료수집 방법

본 연구는 경기도와 충청남도 지역의 대학교 각 1개교씩 총 2개교 256명의 대학생을 대상으로 실시하였다. 표본추출은 비확률 표본추출 중 이용가능 표본추출³⁾ 방법을 사용하였다. 구조화된 설문지를 자기보고식으로 응답하게 하여 총 320부가 회수되었다. 이 중 불성실하게 응답한 5부와, 24세 이하를 청소년으로 분류하는 청소년기본법을 기준으로 25세 이상 대학생이 응답한 60부를 제외한 255부를 최종 분석에 사용되었다.

2. 연구모형

지금까지 살펴본 선행연구를 바탕으로 본 연구에서 대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향에서 자아정체감의 매개효과를 검증하고자 <그림 1>과 같은 연구모형을 제시하고자 한다.

<그림 1>

연구모형

3. 측정도구

1) 스마트폰 중독

독립변수인 스마트폰 중독 정도를 측정하기 위해 한국정보화진흥원(2011)에서 개발한 척도를 사용한 한현지(2015)의 척도를 사용하였다. 이 척도는 일상생활장애 5문항, 금단 4문항, 가상세계지향성 2문항, 내성 4문항의 하위척도로 구성되었으며 총 15문항이다. 4점 Likert식 척도로 1점은 전혀 그렇지 않다, 2점은 그렇지 않다, 3점은 그저 그렇다, 4점 매우 그렇다로 구성되어 있으며 4번, 10번, 15번 문항은 역문항으로 채점하였다. 진단기준은 원점수 총 44점 이상이고 일상생활점수 15점, 내성 13점, 금단 13점 이상을 모두 충족하는 경우 ‘고위험 사용자군’으로 하였다. 원점수 40점 이상 43점 이하 또는 일상생활점수 14점 이상을 ‘잠재적 위험 사용자군’으로, 원점수 39점 이하 일상생활점수 13점 이하 또는 금단 12점 이하를 ‘일반사용자군’으로 진단하였다. 한현지(2015)의 연구에서 Cronbach’s α값은 .90이었으며, 본 연구에서 Cronbach’s α값은 .891 이다.

2) 자살행동

종속변수인 자살행동을 측정하기 위해서 Beck 등(1979)이 개발한 SSI(Scale for Suicidal Ideation)로 부터 12문항, Harlow 등(1986)이 개발한 SIS(Suicide Ideation Scale)에서 1문항을 가져온 박재연(2010)의 척도를 사용하였다. 총 13문항으로 구성되어 있으며, 지난 1년간 자살생각을 해본 적이 ‘전혀 없다’는 0점, ‘거의 없다’는 1점, ‘꽤 있다’가 2점, ‘많이 있다’는 3점으로 구성된 4점 Likert 척도이다. 총점이 높을수록 자살행동 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .918이다.

3) 자아정체감

박아청(1996)이 개발한 척도를 문승태(2002)가 수정, 조명실(2007)이 수정·보완한 척도를 사용하였다. 하위차원은 미래확신성 5문항, 자기수용성 4문항, 주체성 4문항 총 13문항으로 구성되었다. 4점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘아주 그렇다’ 4점으로 점수가 높을수록 자아정체감이 높다고 해석할 수 있다. 조명실(2007)의 연구에서 Cronbach’s α 값은 .86이었으며, 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .861이다.

4) 통제변수

독립변수인 스마트폰 중독과 매개변수인 자아정체감 외에 자살행동에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구를 살펴보면 성별, 나이, 생활수준, 성적 등이 있다(고재량, 2018, 김재엽, 황현주, 2015, 이창민, 2014). 이에 본 연구에서는 독립변수인 스마트폰 중독과 매개변수인 자아정체감 외에 자살행동에 영향을 미칠 수 있는 변수로 성별, 연령, 학점, 생활수준, 건강상태, 종교를 통제변수로 설정하였다.

4. 자료분석방법

연구자료는 설문지를 부호화(coding), 오류검토작업(data cleaning)을 실시하였으며, SPSS 24.0을 통해 분석하였다. 조사대상자의 인구ㆍ사회학적 특성과 주요변수들의 실태를 분석하기 위해서 기술통계, 독립표본 t-검증을 실시하였다. 독립변수가 종속변수에 미치는 영향을 알아보기 위해 다중회귀분석을 실시하였으며, 매개효과 검증을 위해 Baron & Kenny(1986)의 분석방법과 Sobel-test를 이용하였다(홍세희, 2009; MacKinnon et al., 2002, Sobel, 1982)

IV. 연구결과

1. 연구 참여자의 일반적 특성

연구 참여자의 일반적 특성은 아래 <표 1>에 제시된 바와 같다. 성별은 여학생이 77.4%(195명), 남학생이 22.6%(57명)로 여학생이 높게 나타났다.

<표 1>

조사대상자의 일반적 특성

연령은 21세 이상이 60.2%(148명), 20세 이하가 39.8%(98명)로 나타나 21세 이상이 높은 것으로 나타났다. 건강상태는 건강함 61.8%(154명)로 가장 높았으며, 보통 29.3%(73명), 건강하지 않음이 8.8%(22명)순으로 나타났다. 생활수준은 중이 56.7%(140명), 상 30.0%(74명), 하 13.4%(33명) 순으로 나타났다. 성적은 중이 74.6%(159명)로 가장 높았으며, 상 15.0%(32명), 하 10.3% (22명) 순으로 나타났다.

2. 주요변수의 실태

1) 주요변수의 특성

본 연구의 주요변수 특성을 살펴보면 아래 <표 2>와 같다. 종속변수인 자살행동 평균은 1.28(SD=.41)이며, 독립변수인 스마트폰 중독 평균은 2.29(SD=.51)로 나타났다. 매개변수인 자아정체감 평균은 2.83(SD=.45)으로 나타났다.

<표 2>

주요변수의 일반적 특성

2) 주요변수에 대한 평균 차이검증

스마트폰 중독의 고저에 따른 자아정체감, 자살행동의 평균차이와 자아정체감의 고저에 따른 자살행동의 평균차이 검증은 독립표본 t-검정을 통해 살펴보았으며 아래 <표 3>과 같다. 먼저, 스마트폰 중독 수준이 높은 집단의 자아정체감의 평균은 2.689로 낮은 집단의 평균 2.943보다 .254 낮게 나타났으며 통계적으로 유의한 수준으로 나타났다(p<.001). 이는 스마트폰 중독 수준이 높은 집단이 낮은 집단에 비해 자아정체감 수준이 낮은 것으로 해석할 수 있다. 둘째, 스마트폰 중독 수준이 높은 집단의 자살행동 평균은 1.342로 나타나 스마트폰 중독 수준이 낮은 집단의 평균인 1.217 보다 .125이 높게 나타났으며, 통계적으로 유의한 수준으로 나타났다(p<.05). 이는 스마트폰 중독 수준이 높은 집단이 낮은 집단에 비해 자살행동 수준이 높다는 것을 의미한다. 셋째, 자아정체감 수준이 높은 집단의 자살행동 평균은 1.172로, 자아정체감 수준이 낮은 집단의 자살생각 평균 1.373 보다 .201이 낮게 나타났으며, 통계적으로 유의한 수준으로 나타났다(p<.001). 이는 자아정체감이 낮은 집단이 높은 집단에 비해 자살행동 수준이 높다는 것을 의미한다.

<표 3>

주요변수에 대한 평균 차이검증

3. 연구모형의 검증

대학생의 스마트폰 중독이 자살행동 영향을 미치는 과정에서 자아정체감의 매개효과 검증을 위해 Baron & Kenny(1986) 검증법과 Sobel test를 실시하였다(Baron & Kenny, 1986; Sobel, 1982). 1단계는 독립변수인 스마트폰 중독이 매개변수인 자아정체감에 미치는 영향을 알아보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 2단계는 독립변수인 스마트폰 중독이 종속변수인 자살행동에 미치는 영향이 유의한지 분석, 검증하였다. 3단계는 독립변수와 매개변수를 함께 투입하여 종속변수에 미치는 영향을 다중회귀분석을 통해 검증하였다. 마지막으로 자아정체감의 매개효과 검증을 위해 Sobel test를 실시하였다. 각 분석단계에서 변수들 간의 다중공선성 문제의 확인을 위해 공차한계(Tolerence)와 분산팽창요인(VIF)을 점검하였다. 그 결과 모든 단계에서 공차한계는 .5보다 크게 나타났고, 분산팽창요인 값은 2미만으로 나타나, 다중공선성 문제는 무시해도 되는 수준으로 나타났다(김계수, 2008).

1) 분석 1단계 : 스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향

스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향을 검증하기 위해 다중회귀분석을 실시한 결과는 아래 <표 4>와 같다. Model 1의 총설명력은 12.3% (adjusted R²=.123)로 통계적으로도 유의미하게 나타났으며(p<.001), Model 2의 총설명력은 21.2%(adjusted R²=.212)로 통계적인 유의성을 나타냈다(p<.001). Model 1에서 통제변수의 경우 건강상태(β=.312, p<.001)만이 통계적으로 유의성이 확보되었다. 이는 건강할수록 자아정체감 수준이 높아지는 것으로 나타났다. Model 2에서 통제변수는 성별(β=.213, p<.01), 건강상태(β=266, p<.001)가 통계적으로 유의한 결과를 나타내었다. 이는 여학생이 남학생에 비해 자아정체감 수준이 더 높은 것으로 나타났으며, 건강상태가 좋을수록 자아정체감 수준이 높아지는 것으로 나타났다. 독립변수인 스마트폰 중독(β=-.329, p<.001)은 자아정체감에 부적으로 유의하게 나타났으며 이는 스마트폰 중독 수준이 높을수록 자아정체감 수준은 낮아지는 것으로 나타났다.

<표 4>

스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향(n=207)

2) 분석 2단계 : 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향

스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향을 알아보기 위해 다중회귀분석을 실시하였으며 그 결과는 아래 <표 5>와 같다. Model 1의 총설명력은 10.5%(adjusted R²=.105)로 통계적으로 유의성을 나타냈으며(p<.001), Model 2의 총설명력은 11.9%(adjusted R²=.119)로 통계적으로 유의성이 확보되었다(p<.001). Model 1에서 통제변수의 경우는 건강상태(β=-.311, p<.001)만 통계적으로 유의미한 것으로 나타나 건강할수록 자살행동 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. Model 2에서도 통제변수의 경우 건강상태(β=-.290, p<.001)만이 통계적으로 유의하게 나타났다. 이는 건강상태가 좋아질수록 자살행동 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 독립변수인 스마트폰 중독(β=.147, p<.05)은 종속변수인 자살행동에 대해 정적(positive)으로 유의하게 나타났으며, 이를 해석하면 스마트폰 중독 수준이 높아질수록 자살행동의 수준이 높아지는 것으로 나타났다.

<표 5>

스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향(n=207)

3) 분석 3단계 : 스마트폰 중독과 자아정체감이 자살생각에 미치는 영향

대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 영향을 알아보기 위해 통제변수와 독립변수를 투입하여 회귀분석을 실시하였다(Model 1), 그 후 매개변수인 자아정체감을 추가로 투입하여(Model 2) 대학생의 자살행동에 미치는 영향분석을 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 그 결과는 <표 6>과 같다. Model 1에서 자살생각의 설명력(adjusted R²=.119)은 11.9%였으며, 분석모형은 통계적으로도 유의하였다(p<.001). 분석결과 통제변수는 건강상태(β=-.290, p<.001)와 종교(β=.147, p<.05)가 자살행동에 통계적으로 유의하게 영향력을 미치는 것으로 나타났다. 이는 건강상태 수준이 높아질수록 자살행동 수준이 낮아지는 것으로, 종교가 있는 사람보다 없는 사람이 자살행동 수준이 더 높은 것으로 나타났다. 독립변수인 스마트폰 중독(β=.147, p<.05)은 종속변수인 자살행동에 정적으로 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타나서, 스마트폰 중독 수준이 높아질수록 자살행동 수준이 높아진다고 해석할 수 있다. 매개변수인 자아정체감을 추가로 투입한 Model 2를 보면, Model 1의 설명력에 비교해 변화된 설명력은 3.2%(R²change=.032)로 통계적으로 유의성을 보이는 것으로 나타났다(p<.01). Model 2에서 개별 회귀계수의 영향력을 보면 통제변수에서는 건강상태(β=-.235, p<.01)와 매개변수인 자아정체감(β=-.207, p<.01)이 부적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이를 해석하면 건강상태가 좋아질수록 자살행동 수준은 낮아지고, 자아정체감 수준이 높아질수록 자살행동 수준이 낮아지는 것이다. 독립변수인 스마트폰 중독과 매개변수인 자아정체감을 동시에 투입했을 때, 스마트폰 중독은 자살행동에 미치는 영향이 통계적으로 유의하게 나타나지 않아서 완전매개효과가 있는 것으로 확인되었다.

<표 6>

스마트폰 중독과 자아정체감이 자살행동에 미치는 영향(n=207)

4) 4단계 : 자아정체감의 매개효과 검증

위에서 살펴본 바와 같이 본 연구의 매개변수인 자아정체감은 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 매개효과의 통계적 유의성 확인을 위해 Sobel test를 실시하였다. Sobel test 검증공식은 아래와 같으며, 그 결과는 아래 <표 7>과 같다.

Z a b = a b b 2 S E a 2 + a 2 S E b 2

a(비표준화 계수) : 스마트폰 중독 → 자아정체감
SEa : a의 표준편차
b(비표준화 계수) : 자아정체감 → 자살행동
SEb : b의 표준편차

Sobel test로 매개효과 검증 결과 자아정체감의 Z값은 2.415로 나타나 p<.001수준에서 자아정체감의 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 자아정체감이 대학생의 스마트폰 중독과 자살행동 간의 관계에서 유의하게 매개하고 있는 것으로 해석할 수 있다.

<표 7>

자아정체감의 매개효과 검증

V. 결론 및 제언

본 연구의 목적은 스마트폰 중독이 대학생의 자살행동에 미치는 영향에서 자아정체감의 매개효과를 검증함으로써 대학생의 자살문제에 대한 사회복지적인 개입방안과 후속연구에 함의를 제공하고자 한다. 본 연구의 주요 결과를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 주요 변수들에 대한 독립표본 t-검정 결과 대학생의 스마트폰 중독 수준이 높은 집단이 낮은 집단에 비해서 자아정체감 수준이 낮은 것으로 나타나 Morita(2017)의 연구결과와 일맥상통하는 결과는 보여주었다. 스마트폰 중독 수준이 높은 집단은 낮은 집단에 비해서 자살행동 수준이 높은 것으로 나타난 결과는 이창민(2014)의 연구와 일치하는 결과를 보여주었다. 자아정체감 수준이 높은 집단은 낮은 집단에 비해서 자살행동의 수준이 낮은 것으로 나타났는데, 이러한 결과는 이재상(2004)의 연구결과와 일관된 결과를 보여주고 있다.

둘째, 대학생의 스마트폰 중독은 자아정체감에 부적으로 유의하여 스마트폰 중독 수준이 높아지면 자아정체감 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 기존의 스마트폰 중독이 자아정체감에 미치는 영향에 대한 선행연구 결과와 일관되게 나타나고 있다(이연주 외, 2014; Israelashvill et al., 2012).

셋째, 대학생의 스마트폰 중독은 자살행동에 정적인 통계적 유의성을 가지는 것으로 나타나서 스마트폰 중독 수준이 높아질수록 자살행동 수준도 높아지는 것이 확인되었다. 이는 강민정 외(2014), 서인균 외(2017), 정숙희 외(2015)의 연구결과와도 일관되는 결과이다.

넷째, 독립변수인 스마트폰 중독과 매개변수 자아정체감을 동시에 투입하여 분석한 결과 완전매개 효과가 있는 것으로 확인되었다. 완전매개 효과가 검증된 것은 대학생의 스마트폰 중독이 자살행동에 미치는 과정에서 자아정체감이 매우 중요한 요인이 될 수 있음을 의미한다. 대학입학 초기부터 대학생들의 자살관련 문제에서 자아정체감에 초점을 맞춘 실천적·정책적 개입이 필요할 것으로 생각된다.

위와 같이 도출된 결과를 기반으로 향후 대학생의 자살을 예방하고 건강한 자아정체감 형성을 돕기 위한 함의를 제시하면 아래와 같다.

첫째, 대학생의 스마트폰 중독 예방교육 및 대학생활적응 프로그램의 개발에 활용될 수 있을 것이다. 대학생의 연령대에 맞는 프로그램을 개발하여 대학입학 초기에 스마트폰 중독 예방교육을 실시해야 할 것이다.

둘째, 대학생의 스마트폰 중독 예방교육 시 기존의 강사의 단순한 강의식의 교육이 아닌 입체적이고 다각적인 접근방법으로 교육이 실시되어야 할 것이다.

셋째, 대학교 내의 학생생활상담소에서 주기적으로 학생들의 스마트폰 사용습관 자기진단을 할 수 있는 시스템을 구축하여 스스로 자신의 스마트폰 중독수준을 인식할 수 있는 체계가 갖추어져야 할 것이다. 이를 통해 중독 수준에 따라 학생 개개인의 특성과 환경에 적합한 방법으로 전문적으로 개입할 수 있는 체계를 구축하고 스마트폰 중독에 개입할 수 있는 역량 있는 전문가를 채용하는 것을 제안해본다.

넷째, 학생들이 스마트폰 외에 다양한 활동에 참여할 수 있도록 스마트쉼센터, 지역의 건강·체육관련 기관 등 지역사회기관과 대학당국이 연계하는 방안도 제안해본다.

다섯째, 연구모형 검증을 통해서 자아정체감의 완전매개효과가 검증됨으로 대학생의 스마트폰 중독이 원인이 된 자살행동의 감소를 위해서는 먼저 긍정적 자아정체감의 확립에 대한 개입이 우선 과제임을 인식해야 할 것이다. 학생들의 긍정적인 자아정체감 형성을 위한 집단상담 프로그램이나 참여프로그램을 활성화하고, 적극적인 홍보를 통해 많은 학생들이 참여할 수 있게 해야 할 것이다. 또한 학생들이 평소에도 적극적으로 학교 내의 학생생활상담소를 활용할 수 있도록 하며 동시에 심리검사, 개인상담 및 집단상담 시 학생들의 정신건강 수준을 먼저 체크할 수 있도록 해야 할 것이다.

이와 같은 연구결과 및 제언에도 불구하고 본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 표집대상을 경기도와 충청남도 등 일부 지역에 있는 대학생으로 한정하였으며, 표집과정에서 비확률표본추출 중 이용가능 표본추출을 함으로써 본 연구결과를 일반화시키기에는 한계가 있다. 둘째, 스마트폰 중독이 대학생의 자살생각에 미치는 영향 관계에서 자아정체감 외에도 매개효과를 추정할 수 있는 다른 변인들에 대한 후속연구가 필요하다.

Notes

²⁾ TV, 라디오, 종이신문, 스마트폰, P/C노트북, 태블릿PC 등의 미디어 매체

³⁾ 편의추출, 우연표본 추출과 같은 의미로 사용되는 이용가능 표본추출은 조사과정에서 비용이 적게 들어 사회과학연구에서 실제 많이 사용되고 있지만 연구결과를 일반화하는데 주의를 기울여야 한다(Rubin & Babbie, 2001).

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구분		Model 1				Model 2
구분		B	SE	β	t	B	SE	β	t
* p < .05 p < .01 *p < .001
통제 변수	성별	.104	.073	.098	1.435	.228	.073	.213	3.107**
	연령	.013	.026	.034	.506	.021	.025	.055	.860
	성적	-.061	.060	-.068	-1.022	-.005	.058	-.005	-.084
	생활수준	.073	.045	.107	1.621	.077	.042	.112	1.801
	건강상태	.143	.031	.312	4.690***	.122	.029	.266	4.171***
	본인종교	-.064	.059	-.072	-1.082	-.106	.057	-.118	-1.863
독립 변수	스마트폰 중독					-.291	.060	-.329	-4.875***
R²		.148				.239
Adjusted R²		.123				.212
R² Change		-				.091***
F(Sig.)		5.805***				8.938***

구분		Model 1				Model 2
구분		B	SE	β	t	B	SE	β	t
* p < .05 p < .01 *p < .001
통제 변수	성별	.038	.064	.040	.583	-.011	.068	-.011	-.157
	연령	-.008	.023	-.023	-.331	-.011	.023	-.032	-.471
	성적	-.079	.053	-.099	-1.488	-.101	.054	-.127	-1.879
	생활수준	.016	.040	.027	.412	.015	.039	.025	.378
	건강상태	-.125	.027	-.311	-4.618***	-.117	.027	-.290	-4.299***
	본인종교	.100	.053	.127	1.893	.116	.053	.147	2.195*
독립 변수	스마트폰 중독					.114	.055	.147	2.050*
R²		.131				.149
Adjusted R²		.105				.119
R² Change		-				.018*
F(Sig.)		5.038***				4.988***

구분		Model 1				Model 2
구분		B	SE	β	t	B	SE	β	t
* p < .05 p < .01 *p < .001
통제 변수	성별	-.011	.068	-.011	-.157	.031	.069	.033	.447
	연령	-.011	.023	-.032	-.471	-.007	.022	-.021	-.307
	성적	-.101	.054	-.127	-1.879	-.102	.053	-.128	-1.928
	생활수준	.015	.039	.025	.378	.029	.039	.048	.736
	건강상태	-.117	.027	-.290	-4.299***	-.095	.028	-.235	-3.399**
	종교	.116	.053	.147	2.195*	.097	.052	.123	1.847
독립 변수	스마트폰 중독	.114	.055	.147	2.050*	.061	.058	.078	1.055
매개 변수	자아 정체감					-.181	.065	-.207	-2.802**
R²		.149				.182
Adjusted R²		.119				.149
R² Change		-				.032**
F(Sig.)		4.988***				5.496***

경 로	a(SEa)	b(SEb)	Zab
* p < .05 p < .01 *p < .001
스마트폰 중독→ 자아정체감→ 자살행동	-.291 (.060)	-.181 (.065)	2.415***

특성	구분	비율(%)	빈도(명)
성별 (n=252)	남	22.6	57
성별 (n=252)	여	77.4	195
연령 (n=246)	21세 이상	60.2	148
연령 (n=246)	20세 이하	39.8	98
건강상태 (n=250)	건강함	61.8	154
	보통	29.3	73
	건강하지 않음	8.8	22
생활수준 (n=248)	상	30.0	74
	중	56.7	140
	하	13.4	33
성적 (n=213)	상	15.0	32
	중	74.6	159
	하	10.3	22
종교 유무 (n=255)	유	45.5	116
종교 유무 (n=255)	무	54.5	139

구 분	n	M	SD	최대값	최소값
스마트폰중독	255	2.29	.51	3.67	1.00
자살행동	254	1.28	.41	2.83	.08
자아정체감	253	2.83	.45	4.00	1.62

변수명	구분	n	M	SD	t
* p < .05 p < .01 *p < .001
자아정체감	스마트폰 중독 고	118	2.689	.035	-4.689***
자아정체감	스마트폰 중독 저	135	2.943	.472	-4.689***
자살행동	스마트폰 중독 고	118	1.342	.437	2.419*
자살행동	스마트폰 중독 저	136	1.217	.373	2.419*
자살행동	자아정체감 고	123	1.172	.340	-4.057***
자살행동	자아정체감 저	130	1.373	.444	-4.057***