Research Center for Korean Youth Culture
[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 0, No. 69, pp.13-41
ISSN: 1975-2733 (Print) 2713-797X (Online)
Print publication date 31 Jan 2022
Received 30 Nov 2021 Revised 15 Dec 2021 Accepted 23 Dec 2021
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2022.01.69.13

대학생의 능력 수반 자존감과 대인관계 수반 자존감이 우울에 미치는 영향: 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과

강민수1) ; 허난설2)
1)순천향대학교 일반대학원 교육과학과 청소년상담전공 석사
2)순천향대학교 청소년교육상담학과 조교수, 교신저자
The Effects of Ability and Interpersonal Contingent Self-Esteem on Depression of college Students: The Mediating Effects of Irrational Beliefs and Self-Assessment Discrepancies
Kang, Minsoo1) ; Heo, Nanseol2)
1)Soonchunhyang University General Graduate School of Education Science, Youth Counseling, Master's Program
2)Soonchunhyang University. Dept. of Youth Education & Counseling, Assistant Professor, Corresponding author

초록

본 연구의 목적은 대학생의 외적 가치 영역 중 사회적·객관적 능력 수반 자존감(이하 능력 수반 자존감으로 표기)과 대인관계 수반 자존감이 우울에 미치는 영향에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 수도권 및 충청도 소재 대학생 341명에게 설문조사를 실시한 후, SPSS와 PROCESS Macro로 자료를 분석하였다, 매개효과의 유의성은 붓스트래핑 방법을 사용하여 검증하였다. 분석 결과, 첫째, 능력 수반 자존감과 비합리적 신념, 자기 평가 간 불일치, 우울은 모두 유의한 정적 상관을 보였다. 이에 반해, 대인관계 수반 자존감은 자기 평가 불일치와는 정적 상관을 보였으나, 비합리적 신념과 우울과는 유의한 상관이 나타나지 않았다. 둘째, 능력 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치는 각각 유의한 매개효과가 나타났고, 비합리적 신념과 자기평가 불일치의 순차적 매개효과 역시 유의하였다. 셋째, 대인관계 수반 자존감과 우울의 관계에서 각각 비합리적 신념과 자기 평가 불일치가 유의미한 매개효과를 보이지 않았다. 연구 결과, 외적 가치 수반 자존감 영역 중에서도 능력 수반 자존감이 대학생의 우울에 유의한 영향이 있음이 나타났는데 이는 능력주의적 풍토가 대학생들의 우울 수준 악화에 미치는 영향이 크다는 것을 함의한다.

Abstract

The purpose of this study is to verify the mediating effect of irrational beliefs and self-assessment discrepancies between contingent self-esteem in the external value areas (competence & interpersonal relationship) and depression of college students. To this end, a survey was conducted on 341 college students in the Seoul, Gyeonggi-do and Chungcheong-do, and then the data were analyzed using SPSS and PROCESS Macro. The significance of the mediating effect was verified using the bootstrapping method. As a result of the analysis, first, competence contingent self-esteem, irrational beliefs, self-assessment discrepancies, and depression all showed significant positive correlations. On the contrary, interpersonal relationship contingent self-esteem showed a positive correlation with self-evaluation discrepancies, but there was no significant correlation between irrational beliefs and depression. Second, each mediating effect of irrational beliefs and self-assessment discrepancies was significant in the relationship between competence contingent self-esteem and depression, and the sequential mediating effects of irrational beliefs and self-assessment discrepancies were also significant. Third, the mediating effect of irrational beliefs and self-assessment discrepancies was not significant in the relationship between interpersonal relationship contingent self-esteem and depression, respectively. The results showed that competence contingent self-esteem had a significant effect on depression of college students, which implies that the meritocracy of current Korean society had a great effect on severe depression of college students.

Keywords:

competence contingent self-esteem, interpersonal relationship contingent self-esteem, depression, irrational beliefs, self-assessment discrepancies.

키워드:

대학생, 능력 수반 자존감, 대인관계 수반 자존감, 비합리적 신념, 자기 평가 불일치, 우울

Ⅰ. 서 론

최근 발표된 여러 통계 지표들에서 20대 초반의 정신건강 문제가 매우 심각한 수준임이 연달아 보고되고 있다. 예컨대, 건강보험심사평가원의 자료에 따르면 2013년과 2018년 자료를 비교해 보았을 때 우울증 진단을 받은 20대의 증가율이 약 93.2%로 전 연령대의 증가율 중 가장 높았다(오세진, 2019. 12. 16.). 이러한 추세는 국내 뿐만 아니라 해외에서도 보고되고 있는데, 미국의 경우 2007년과 2018년 국가 수준으로 이루어진 정신건강 조사 비교를 통해 대학생들이 심각한 우울, 비자살적 자해 및 자살 생각 등을 겪는 비율이 2배로 늘었다고 밝힌 바 있다(Duffy, Twenge, & Joiner, 2019). 코로나 사태 이후, 보건복지부의 국민건강실태조사(보건복지부, 2021)에서도 우울 지수와 자살 생각 등 심각한 우울 수준을 보여주는 지표들에서 20대는 가장 높은 수준의 위험도를 보였다. 이는 코로나 관련 상황이 정신건강 수준에 미친 영향 역시 20대에서 가장 두드러진 것으로 볼 수 있다.

20대 초반의 상당수를 차지하는 대학생들이 지속적으로 심한 우울감을 느끼는 경우, 이들의 기분 문제는 학문적 생산성에 심각한 영향을 미친다. 예컨대, Hysenbegas 외(Hysenbegas, Hass, & Rowland, 2005)가 한 대학의 전체 학생 데이터를 분석한 결과, 진단 가능 수준의 우울은 4.3 만점인 학점에서 약 0.49 정도를 떨어뜨리고, 우울에 대한 적절한 개입은 0.44 정도의 학점이 상승시킨다는 보고도 있다. 이 밖에도 대학생들의 심한 우울감은 자퇴(Story, Carpenter-Song, Acquilano, Becker & Drake, 2018)나 캠퍼스 내에서의 자살(Drum, Brownson, Denmark, & Smith, 2009) 등 매우 심각한 사태로 이어지는 경우도 보고되고 있다.

다른 세대와 비교하여 대학생 집단에서 우울 위험군 비율이 높아지는 이유는 발달 단계적으로도 설명할 수 있겠으나, 최근 가파른 우울 위험군의 증가세는 변화된 사회적 환경의 영향으로 보는 것이 타당할 것이다. Macaskill(2018)는 기분 문제를 겪는 21명의 영국 대학생들을 질적 연구한 결과, 수업과 학점 관련 이슈, 취업 문제, 학자금 대출이 이들 기분 문제의 주요한 주제로 나타났다. 이와 비슷한 맥락에서 김병석(2021)은 한국상담학회 포럼에서, 많은 청년들이 치열한 경쟁과 가열찬 유능성 추구 문화 속에서 완벽주의를 추구하고 있으며, 그 과정에서 평범한 자신의 가치를 인식하거나 수용하기 어려워하고, 이로 인해 높은 수준의 무력감과 우울을 경험하고 있다고 언급한 바 있다. 다시 말해, 치열한 학업 및 취업 경쟁과 필연적인 실패 경험은 대학생들의 자존감과 우울에 영향을 미치고 있을 것이라 볼 수 있다. 최근 몇 년간 20-30대 사이에서 자존감 컨텐츠의 유행이 두드러졌는데(이가현, 2017. 02. 21.), 이러한 현상 역시 자존감과 우울감의 밀접한 관련이 보여주는 현상이라 할 수 있다.

역사적으로 우울에 대해 논의할 때 자존감은 핵심적인 변인이며, 이와 관련해 많은 개념적 논의 및 경험적 연구들이 진행되어 왔다(Beck, 1979; Crocker & Wolfe, 2001; Rosenberg, 1965). 자존감은 자기가치에 대한 전반적인 평가로 정의 내려지는데(Rosenberg, 1965), 인간의 정신 건강과 내적 경험을 이해하는 핵심적인 요인이라 할 수 있다. 특히, 낮은 자존감은 우울이나 불안과 같은 부정적 정서와 관련이 깊은데, Beck(1979)의 경우, 우울증의 주요 구성요소로 부정적 자기 평가, 즉 낮은 자존감을 포함시켜 설명하였다. 국내 선행연구들에서도 낮은 자존감은 우울에 영향을 미치는 것으로 꾸준히 증명되었다(김갑숙, 전역숙, 이철우, 2009; 심희옥, 1998; 윤선자, 2003). 자존감의 문제는 우울 이외에도 인터넷 중독, 자살 사고, 자해, 스트레스, 충동성 등 많은 심리적 부적응과도 관련이 있으며(김성연, 김지윤, 이동훈, 2021, 박명철, 임용광, 2013; 박경, 2004), 심리적 부적응은 결국 만성적 우울 상태를 야기 할 수 있다.

이처럼 우울을 이해하는 데 있어 자존감은 핵심적 요인임에도 불구하고, 그간의 선행 연구들에서 자존감은 전반적 높고 낮음이라는 단순한 개념적 틀로만 이해되어 온 측면이 있다. 이에 최근에는 전반적인 자존감 수준뿐 아니라 자존감 안정성이나 자존감 수반성 등과 같이 자존감의 다각적인 측면이 연구에서 고려되고 있다(권혜수, 최윤정, 2017). 특히, Crocker와 Wolfe(2001)는 자기 가치 수반성 이론을 통해 자존감 수준의 높고 낮음 뿐 아니라, 개인의 자존감이 어떤 특정 영역에 수반되어 있는가에 더 집중할 필요가 있다고 주장하였다. 이 이론에 따르면, 개개인의 자존감은 특정 영역에 각기 다르게 근거를 두고 있어서, 특정 영역에 자극이 주어질 때, 개개인의 자존감 변화는 다를 수 있다(Crocker, Luhtanen, Cooper, & Bouvrette, 2003). 이와 관련하여 자존감 수반성(contingent self-esteem)이라는 개념이 쓰이고 있는데, 이는 개인이 자존감을 형성하는데 어떤 특정 영역을 많이 추구하는가를 나타내는 정도를 의미한다(Crocker & Wolfe, 2001). 예컨대, 성품에 큰 자존감 수반성을 갖고 있는 개인은 “정말 멋있다”라는 말보다 “정말 착하다”라는 말에 긍정적 자존감 변화가 더 나타날 수 있다.

자존감 수반성의 영역은 자존감 관련 변인들을 기초로 탐색적 연구가 진행되다가, 이후 자존감 수반성 척도의 하위 요인을 중심으로 논의되고 있다. 자존감 수반성의 영역은 척도마다 약간씩 다르게 제시되고 있는데, 자존감 수반성 개념을 처음 구체화하여 제시한 Crocker 외(2003)는 자기가치 수반성 척도(The Contingencies of Self-Worth Scale; CSWS)를 구성하며 자존감 수반성의 영역을 타인의 승인, 외모, 경쟁, 학업적 자신감, 가족의 지지, 미덕, 신의 사랑의 7가지 영역으로 제시하였다. 이는 2개의 내적 영역(미덕, 신의 사랑)과 나머지 5개의 외적 영역으로 구분된다. 이후 우정 자존감 수반성(Cambron, Acitelli, & Steinberg, 2010), 관계 자존감 수반성(Knee, Canevello, Bush & Cook, 2008), 업무 수행 자존감 수반성(Ferris, Lian, Brown, Pang, & Keeping, 2010) 등도 추가적으로 척도가 개발되었다. 국내에서는 이동귀와 동료들(이동귀, 양난미, 박현주, 2013)이 CSWS 척도가 서구문화를 바탕으로 개발되어 한국 고유한 문화에서의 자존감 수반성을 파악하는 데 한계가 있다고 보고 ‘한국형 자존감 평가영역 척도’를 개발하였다. 이 척도에서 자존감 수반성 영역은 사회적·객관적 능력(이하 능력이라 표기), 긍정적 성품, 대인관계, 가족이라는 총 4개의 영역으로 구성되어 있다.

그렇다면 자존감 수반성은 우울에 어떻게 영향을 미치는가? 우선, 자존감 수반성 척도의 하위 영역의 점수가 높다는 것은, 해당 영역에서의 긍정 또는 부정적 경험이 다른 영역보다 중요하게 자존감에 영향을 미친다는 의미로 해석할 수 있다(이동귀 외, 2013; Crocker & Wolfe, 2001). 선행연구들에서 나타난 자존감 수반성 영역과 우울과의 관계를 살펴보면 다음과 같다. 우선 Sanchez와 Crocker(2005)는 CSWS 척도의 외적 자존감 수반성 영역 중 4가지 영역 - 타인의 승인, 외모, 경쟁, 학업적 자신감 영역의 상대적 중요성이 우울과 유의한 정적상관을 보였다. 이에 반해 CSWS 척도의 내적 자존감 수반성 영역(신의 사랑, 미덕)과 가족 영역은 우울과 유의한 상관을 보이지 않거나, 부적 상관을 보이기도 하였다(Crocker 외, 2003). 국내 연구에서도 자존감 수반성과 심리적 부적응과 관련된 선행연구들을 살펴보면, ‘우월성’과 ‘타인의 승인’ 영역은 대학생들의 심리적 고통에 정적인 영향을 주었다(박현주, 정대용, 2015). 유정희와 박희수(2015)의 연구에서도 학업적 유능성, 외모와 같은 외적 가치 수반 자존감은 대학 생활 적응에 어려움을 주는 것으로 나타났다. 이처럼 기존 국내외 선행연구들을 살펴보면, 객관적 평가나 성취, 타인의 인정과 같이 주관적 의미 부여가 어렵고, 타인이나 시스템에 의해 결정되는 영역에 자기 가치를 상대적으로 더 많이 둘수록 우울할 확률이 더 높음을 알 수 있다.

자존감 수반성과 우울의 관계와 관련해 Crocker와 Wolfe(2001)는 개인이 중요하다고 생각하는 자존감 수반성 영역의 비중이 중요함과 동시에 해당 영역에 대한 개인의 실제 평가가 중요하다고 설명하고 있다. 이에 대해 Roberts와 Monroe(1992)는 자신이 중요하다 생각하는 영역의 만족도가 유지되는 한, 특정 영역의 자존감 수반성이 전반적 자존감이나 우울에 위협이 되지는 않는다고 하였다. 이는 그 영역을 중요하게 여긴다는 것 자체가 우울에 영향을 주기 보다는, 해당 영역에서의 부정적 경험, 불만족 경험 등이 우울에 영향을 미친다는 것이다. 특정 영역에 자기 가치 비중을 더 둔 상태인데, 해당 영역의 평가가 부정적인 경우는 자기 불일치 등으로 개념화 될 수 있는데(Higgins, 1987), 최대성과 황순택(2016) 등은 특정 영역을 자기 평가에서 중요시 여기는 중요도와 만족도의 편차를 자기 평가 불일치를 개념화한 바가 있다. 중요도와 만족도의 편차는 중요도에서 만족도를 빼낸 값 또는 만족도에서 중요도를 빼낸 값 모두일 수 있지만 이 중 본 연구에서의 자기 평가 불일치는 자존감 수반 영역의 중요도에서 만족도를 빼낸 편차로 개념화하였다. 이는 자기 평가 불일치를 변인으로 사용한 최대성과 황순택(2016)의 방식을 따른 것이며, 기본적으로 자기 불일치에 대한 Higgins(1987)의 자기 불일치 이론에 기반한 방식이다. Higgins(1987)의 자기 불일치 이론은 자신이 이상적이거나 당위적으로 생각하는 기준에 비하여 실제 자신에 대한 평가가 미치지 못할 경우 자기 평가 불일치가 우울 등에 유의하게 기여할 것이라고 보는 이론이다.

다만, 기존 국내 선행연구들(박현주, 정대용, 2015; 최대성, 황순택, 2016)은 자존감 수반성과 우울의 관계를 연구함에 있어, 미국인을 중심으로 개발된 CSWS 척도(Crocker 외, 2003)의 외적 수반성 영역인 우월성과 타인의 인정 영역을 주로 연구했다는 한계가 있다. 또한 한국판으로 번안된 CSWS의 척도는 해당 영역의 중요도라고 표현하기에는 만족도와 관련된 어휘를 사용한 문항이 포함되어 있다. 예컨대, “이 영역(우월성; 다른 사람들보다 내가 더 잘하는 것,경쟁에서 잘 하는 것,학교(학업)에서 잘 하는 것, 나의 외모가 매력적이라고 생각하는 것)에 대한 자신감이 있다”라고 기술되어 해당 영역에 대한 만족감을 평가하는 어조가 강하다. 이에 반해 국내 대학생들을 대상으로 개발된 한국형 자존감 수반성 척도(이동귀 외, 2013)는 보다 중립적인 어휘를 통하여 해당 영역의 중요도를 평가하도록 하고 있다. 예컨대, 참가자들은 “학업 성적이 나의 가치를 평가하는 데 중요하다”라는 것에 응답하게 되어있다. 이에 한국형 자존감 수반성 척도를 사용해 한국 대학생에게 수집된 데이터에 기반을 둔 영역들을 사용하고, 정확한 의미에서 해당 영역의 중요도를 측정하여 우울과의 관계를 연구해 볼 필요가 있다.

이동귀 외(2013)이 제시한 한국형 자존감 수반성 척도의 4개 영역; 능력 영역, 긍정적 성품, 대인관계, 가족 영역 중 우울과의 관계성을 고려해 볼 만한 영역은 능력 영역과 대인 관계 영역이다. 우선 두 영역에 대한 자존감 수반성, 즉 능력 수반 자존감과 대인관계 수반 자존감의 조작적 정의는 다음과 같다. 본 연구에서는 이동귀 외(2013)이 제시한 한국형 자존감 수반성 척도의 4개 영역 중, ‘사회적⋅객관적 능력’영역에 대한 상대적인 중요도를 능력 수반 자존감이라 정의하였고, ‘대인관계’영역에 대한 상대적인 중요도를 대인관계 수반 자존감으로 정의하였다. 능력 수반 자존감이 높다는 것은 성품, 가족, 대인관계 영역보다 사회적⋅객관적 능력이 나의 자존감을 형성하고 고양하는 데에 더 큰 비중을 가진다는 의미로 볼 수 있다. 사회적⋅객관적 능력이라 함은 사회적 지위, 직업, 스펙, 자격증, 능력, 업무수행, 문제해결, 리더십, 학업성적, 지적 능력, 사회적 평판, 경제력, 재산 등을 포함한다. 또한 대인관계 수반 자존감이 높다는 것은 성품, 가족, 사회적⋅객관적 능력에 비해, 대인관계가 본인의 자존감을 형성하고 고양하는 데에 더 큰 비중을 가진 것으로 볼 수 있다. 대인관계란 연인관계, 친구관계, 공동체 내 관계(동료, 사제관계, 동아리 등)을 포함한다.

본 연구에서 한국형 자존감 수반성 척도의 4개 영역; 능력 영역, 긍정적 성품, 대인관계, 가족 영역 중 능력 영역과 대인관계 영역에 초점을 맞춘 것은 다음 2가지 이유에 의한 것이다. 첫째, 기존 선행연구들에서 우울과의 상관이 보고된 자존감 수반성 영역을 중심으로 연구를 디자인하여 연구의 간명성을 유지하기 위한 것이다. 기존의 CSWS를 사용한 연구들에서 우울과 상관을 보인 영역들은 위에서 언급한 것과 같이 주관적 의미 부여가 어렵고, 타인이나 시스템에 의해 결정되는 영역들로 타인의 인정, 경쟁 및 학업적 자신감, 대인 관계 영역 자존감 수반성은 우울과 정적 상관이 있고, 가족의 지지, 미덕, 신의 사랑 영역에 대해서는 상관이 없거나 오히려 부적 상관이 있었다(Cambron, et al., 2010; Crocker et al., 2003; Crocker & Park, 2004; Crocker & Knight, 2005; Wouters, Nimwegen, Oostendorp & Derspek, 2013). 둘째, 앞에서 기술한 바와 같이 본 연구의 문제의식은 최근 명시적이고 암묵적 평가에 기반한 치열한 경쟁이 대학생들의 자존감에 부정적 영향을 주고 있다는 데에서 시작한 바, 한국형 자존감 수반성 척도의 4개 영역 중 외적 평가와 관계된 ‘사회적⋅객관적 능력’영역과 ‘대인관계’영역에 연구의 초점을 맞추고자 한다.

이에 더하여 사회적·객관적 능력 및 대인관계 영역 자존감 수반성과 우울의 관계를 심도 있게 탐구하기 위해서는, 변인 관계를 매개하는 변인들도 살펴볼 필요가 있다. 우선, 그간의 CSWS를 활용한 선행 연구에서는 문항 자체가 만족도의 개념을 내포하고 있었는데, 한국형 자존감 수반성 척도의 경우 명확히 중요도만을 묻고 있기 때문에, 해당 영역에서의 자기 불일치를 명시적인 매개변인으로 설정할 필요가 있다. 자존감 수반성 개념과 Higgins(1987)의 자기불일치 이론에 따라, 자존감 수반성과 우울에 관계를 설명해 보면, 개인이 중요하게 여기는 영역일수록, 해당 영역에 대한 자신의 기대수준이 높아져, 당위적 자기와 주관적 자기 간의 괴리로 인한 부적응 문제를 겪을 가능성이 높다. 특히, 해당 영역의 주관적 자기의 평가가 전적으로 외적 평가 지표나 타인에게 달려 있는 경우라면, 주관적 자기에 대해 의미 중심 평가가 불가능하기 때문에 이상적 자기와 주관적 자기 간의 불일치는 더욱 커지고, 이로 인해 우울을 경험할 가능성이 더 높다고 예상해 볼 수 있다.

자존감 수반성 영역과 우울간의 관계에서 자기 불일치와 함께 비합리적 신념 역시 매개변인으로 고려해 볼 수 있다. 비합리적 신념의 경우, 자신의 욕구를 당위적이고, 완벽주의적이며, 융통성이 없는 방식으로 요구하거나 기대하는 사고방식을 의미한다(서수균, 2011). 영역별 자존감 수반성이라는 개념이 타 영역에 비해 특정 영역에 자신의 가치를 두는 비중에 따라 측정된다는 점에서, 특정 영역에 비중을 지나치게 많이 두는 것은 일종의 경직된 사고 방식, 즉 비합리적 신념을 촉진할 가능성이 있다. 선행 연구에서 살펴보면 인지적 유연성이 우월성과 타인승인 영역 자존감 수반성 뿐 아니라 우울과도 유의한 상관관계를 나타냈다는 점에서(정은선, 하정희, 이성원, 2017), 인지적 유연성 혹은 합리성이 부족한 사고 방식, 즉, 비합리적 신념이 능력 및 대인관계 영역 자존감 수반성과 우울의 관계에서 매개효과를 보일 것으로 예상해 볼 수 있다. 또한, 비합리적 신념은 역기능적 완벽주의와도 관련이 깊은데(하정희, 조한익, 2006), 이는 사람들이 주로 가지는 비합리적 신념의 내용에는 모든 사람들에게 인정받고 사랑받는 것이 중요하다는 인정요구, 완벽해야만 가치가 있다고 보는 개인적 완벽성 요소들이 포함되어 있기 때문이다. 완벽주의가 높은 사람들은 이상적 자기상에 대한 엄격한 평가 기준을 설정하기 때문에, 완벽주의가 자기 불일치를 초래한다는 연구들도 보고된 바 있다(정소라, 장석진, 2017; 최대성, 황순택, 2016). 이상을 종합해 보면 비합리적 신념은 자존감 수반성과 우울을 매개할 뿐 아니라, 다른 매개변인인 자기평가 불일치에도 영향을 줄 것을 예상해 볼 수 있다.

종합적으로 본 연구의 목적은 대학생의 능력 및 대인관계에 수반된 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기평가 불일치가 매개 효과를 가지는 지 분석하고자 한다. 이는 능력이나 대인관계 영역과 같이 외부 평가에 자신의 가치가 좌우되는 영역에 더욱 비중을 두는 대학생일수록, 자신과 상황에 대해 비현실적이고 완벽주의적인 기대를 하는 비합리적 사고 방식 경향성이 증가할 가능성이 있고, 해당 영역에서의 기대 수준을 높여 자기불일치를 경험할 가능성을 높이며, 우울감 증가로 이어질 것임을 가정한 것이다. 본 연구의 가설에 대한 연구모형은 <그림 1>과 같으며, 연구 문제는 아래와 같다.

<그림 1>

연구 모형

  • 연구문제 1. 대학생의 능력 영역 자존감 수반성과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치는 유의미한 매개효과를 가지는가?
  • 연구문제 2. 대학생의 대인관계 영역 자존감 수반성과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치는 유의미한 매개효과를 가지는가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 연구 절차

본 연구는 서울, 경기, 대전, 충남, 충북, 인천 지역에 위치한 4년제 대학에 재학 중인 대학생 총 370명을 대상으로 조사하였다. 이 중 결측치가 전체 10%이상인 29명의 자료를 제외한 총 341명의 자료를 분석하였다. 연구 방법은 웹서베이를 사용한 설문지법을 사용하였으며, 연구 참여자들은 각 대학의 재학생들이 이용하는 커뮤니티인 ‘에브리타임’ 게시판을 통해 모집되었다. 설문지 링크 전달시 연구 목적과 소요 시간 등을 명시하였으며, 응답한 내용은 연구목적을 위해서만 사용될 것과 익명으로 진행됨을 명시하였다. 연구 참여자가 설문에 응답하는 시간은 약 15분 정도 소요되었으며, 연구 참여자들의 인구학적 정보는 아래 <표 1>과 같다.

연구대상자의 인구사회학적 특성 (N=341)

2. 측정도구

1) 능력 및 대인관계 영역 수반 자존감

본 연구에서는 대학생의 사회적·객관적 능력 및 대인관계 영역 수반 자존감을 측정하기 위해 이동귀 외(2013)이 개발 및 타당화한 한국인 자존감 평가 영역 척도(Domains of Self-Esteem Appraisal Scale for Koreans; DoSEAS-K)를 사용하였다. 이 척도는 기존의 자존감 수반성 척도들이 서구 문화를 반영하여 개발되었다는 점에서, 한국의 고유한 문화를 반영하지 못한다는 한계점을 보완하기 위해 개발되었다(이동귀 외, 2013). 이 척도는 자존감 평가영역을 네 영역으로 나누었으며, 성품 7문항, 사회적·객관적 능력 15문항, 가족 3문항, 대인관계 4문항, 총 29문항으로 구성되어있다. 이 중 사회적·객관적 능력 영역은 학력 및 직업, 경제력 등 외적으로 드러나는 영역을 의미하며, 대인관계 영역은 친구나 연인, 공동체 내에서의 관계를 의미한다. 척도는 같은 항목에 대해 중요도와 만족도 2가지 측면을 측정하도록 되어 있는데, 예컨대, ‘친구관계는 나의 가치를 평가하는 데 중요하다.’라는 문항으로 중요도를 측정하고, ‘나는 내 친구관계에 만족한다.’로 만족도를 측정한다. 자존감 수반성 자체는 중요도를 의미하며, 만족도는 다음 측정도구에서 설명할 자기 평가 불일치를 측정하기 위하여 참여자들에게 함께 제시되었다. 또한, 본 연구에서는 사회적·객관적 능력(이하 능력으로 표기)과 대인관계 영역에 대해서만 데이터 분석을 실시하였다.

각 문항은 5점 Likert척도로 측정하였으며, ‘매우 중요하지 않다’(1점) ~ ‘매우 중요하다(5점)’으로 점수를 매겨, 점수가 높을수록 해당 평가 영역에서 수반성이 높다는 것을 의미한다. 이동귀 외(2013)의 연구에서 만 13세 이상 만 59세 이하를 대상으로 측정한 결과 내적 합치도 Cronbach α은 전체문항 .92, 성품 .86, 능력 .90, 대인관계 .80, 가족 .81로 보고되었다. 본 연구에서 대학생을 대상으로 측정한‘자존감 평가 영역 중요도 척도’의 신뢰도 Cronbach α은 능력 .89, 대인관계 .75로 나타났다. 최종적으로 영역별 자존감 수반성은 다른 영역에 비해 해당 영역의 상대적 중요도를 측정하는 것으로, 이동귀 외(2013)의 연구에서 제시된 방식대로 능력 수반 자존감은 ‘능력’영역의 평균 점수에서 전체 점수의 평균값을 뺀 값으로 계산하였고, 대인관계 수반 자존감은 ‘대인 관계’영역의 평균 점수에서 전체 점수의 평균값을 뺀 값으로 계산하였다.

2) 비합리적 신념

본 연구에서는 비합리적 신념을 측정하기 위하여 서수균(2009)이 개발한 척도를 김훈희(2016)가 수정한 비합리적 신념 척도를 사용하였다. 이 척도는 비힙리적 신념이 주로 관계되는 욕구별로 하위 요인을 구성하고, 그 욕구와 관련된 비합리적 신념들을 측정하고 있다. 각 하위 요인 별로 살펴보면 인정욕구 6문항, 자기비하 7문항, 편안함 욕구 5문항, 성취 욕구 4문항, 공정성 욕구 6문항, 총 28문항으로 구성되었다. 인정 욕구는 ‘내가 아는 사람들은 내 말을 무조건 수용해야 한다’와 같이 타인에게 인정받아야 한다는 욕구를 의미한다. 자기비하는 ‘내가 말하는 것들은 다 잘못된 생각이다’등과 같이 자신에 대한 비하를 의미한다. 성장 욕구란 ‘중요한 일을 잘하지 못하면 용납할 수가 없다’와 같이 본인의 성장에 대한 강박적 욕구를 의미한다. 편안함 욕구란 ‘긴장, 불안, 좌절감을 경험하는 것은 매우 두렵다’와 같이 편안함과 안정 상태에 대한 욕구를 의미하며, 공정성 욕구란 ‘상대방이 나에게 무례하면 다시는 상대하고 싶지 않다’와 같이 강한 공정성에 대한 욕구를 의미한다. 각 문항은 매우 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(5점)의 5점 Likert 척도로 응답하게 되어 있어, 점수가 높을수록 비합리적 신념 수준이 높다는 것을 의미한다. 김훈희(2016)의 연구에서 전체 Cronbach α는 .91로 나타났으며, 하위요인 별로 살펴보면, 인정욕구 .89, 자기비하 .87, 편안함 욕구 .86, 성취욕구 .80, 공정성 욕구 .85의 값이 보고되었다. 본 연구에서는 전체 Cronbach α는 .89, 인정욕구 .73, 자기비하 .88, 편안함 욕구 .85, 성취 욕구 .79, 공정성 욕구 .78로 신뢰도가 나타났다. 본 연구에서의 비합리적 신념은 비합리적 척도 하위요인을 모두 측정하여 합산한 점수로 계산하였다.

3) 자기 평가 불일치

본 연구에서의 자기 평가 불일치는 한국인 자존감 평가 영역 척도(DoSEAS-K)를 사용해 사회적·객관적 능력(이하 능력으로 표기) 영역과 대인관계 영역에 대한 중요도와 만족도를 사용해 측정하였다. 본 연구에서 자존감 수반 영역별 만족도 문항들의 신뢰도인 Cronbach α는 능력 .88, 대인관계 .78로 나타났다. 다음으로 영역별 자기 평가 불일치는 각 영역에 대한 중요도 원점수 총점에서 만족도 원 점수 총점를 뺀 값을 문항수대로 나눈 평균값을 사용하였다. 이 점수가 높을 경우, 개인이 중요하다고 생각하는 정도와 만족하는 정도의 차이인 자기 평가 불일치가 해당 영역에서 큰 것을 의미한다.

4) 우울

본 연구에서 우울을 측정하기 위해 Radloff(1977)가 개발한 역학연구 우울척도 개정판(CESD-Revised; CESD-R)을 이산 등(2016)이 국내 상황에 맞게 번역 및 표준화한 한국판 역학연구 우울척도 개정판(K-CESD-R)을 사용하였다. 본 척도는 단일요인, 총 20문항으로 구성되어 있으며, ‘전혀 그렇지 않다’(1점) ~ ‘매우 그렇다’(5점) 까지의 Likert척도로 응답하게 되어있다. 본 연구에서 이 척도의 내적 합치도인 Cronbach α는 .91로 보고되었다.

3. 자료 분석

본 연구에서는 대학생의 능력-대인관계 수반 자존감, 비합리적 신념, 자기 평가 불일치 및 우울의 관계를 검증하기 위하여 SPSS STATISTICS 23.0 과 PROCESS MACRO를 사용하였다. 먼저, 자료의 인구사회학적 특성을 살펴보았고, 주요 변인들의 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를 확인하였다. 또한, 주요 변인간의 상관관계는 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 마지막으로, 영역별 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과를 확인하기 위하여 PROCESS macro for SPSS v4의 Model 6을 사용하였다. 매개효과의 유의성은 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 Bootstrapping 절차를 따라 5,000개의 Bootstrapping 표본을 모수 추정하며, 신뢰구간은 95%로 설정하였다. 간접효과의 유의성은 95%신뢰구간에서 0이 포함여부로서 확인하였다.


Ⅲ. 결 과

1. 주요변인들의 기술통계치 및 상관관계

본 연구의 주요 변인인 대학생의 능력-대인관계 수반 자존감, 비합리적 신념, 자기 평가 불일치, 우울의 왜도와 첨도, 각 변인간의 상관 분석을 실시한 결과는 표 2와 같다. 우선 주요 변인들의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 2점, 7점 미만으로 나타나, 모든 변인들의 정규성이 검증되었다. 상관분석 결과를 살펴보면 다음과 같다. 본 연구에서 능력 수반 자존감과 대인관계 수반 자존감은 측정 방법상 한 영역의 중요도가 증가하면 다른 영역의 중요도가 감소하기 때문에, 유의한 부적 상관관계를 나타냈다. 능력 평가 불일치와 대인관계 수반 자존감은 작은 크기의 부적 상관관계(r=-.179 p<.01),를 보였는데, 이는 능력 영역 자존감(중요도의 의미)이 높으면 측정 방법상 대인관계 영역 수반 자존감(중요도의 의미)이 감소되는 것에 따른 효과로 보인다. 대인관계 영역에서 중요도가 낮아지면, 중요도-만족도 편차로 규정한 대인관계 영역 자기 불일치는 감소되는 효과가 나올 수 있다. 물론 연구 참가자 개개인의 대인관계 영역 만족도 수준이 다르므로 능력 수반 자존감과 대인관계 영역 자기 불일치가 측정 측면에서 완전히 종속된 변인들은 아니지만, 위에서 언급된 이유로 인해 두 변인 간에 작은 크기의 부적 상관관계가 성립한 것으로 보인다.

주요 변인 간의 상관관계 (N=341)

다음으로, 자존감 평가 영역 중 ‘사회적·객관적 능력(이하 능력으로 표기)’영역의 상대적 중요도를 나타낸 능력 수반 자존감은 우울과 유의미한 상관관계가 나타났으며(r=.168 p<.01), 비합리적 신념(r=.207, p<.001) 및 능력 영역 자기평가 불일치(r=.567, p<.001)과도 유의한 상관이 나타났다. 이에 반해, ‘대인관계’ 영역에 대한 대인관계 자존감 수반성과 우울의 상관관계는 유의하지 않았다(r=-.065, p>.05). 대인관계 수반 자존감은 비합리적 신념(r=-.075, p>.05)과도 유의한 상관이 나타나지 않았으며, 측정 방법상 유의한 상관이 필연적으로 도출되는 대인관계 영역 자기 평가 불일치(r=.515, p<.001)와 유의한 상관을 보였다.

2. 능력 수반 자존감이 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과

대학생의 능력 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 순차 이중 매개효과를 검증하기 위하여 Hayes(2018)가 제안한 PROCESS macro의 6번 모델을 이용하여 분석하였다. 분석 결과는 <표 3> 및 <그림 2>와 같다.

능력 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 이중 매개효과

<그림 2>

각 경로별 효과 크기

분석 결과를 살펴보면 대학생의 능력 수반 자존감은 비합리적 신념(β=.207, p<.001)과 자기 평가 간 불일치(β=.513, p<.001)에 정적 영향을 미쳤고, 우울에는 유의미한 영향을 미치지 않았다.(β=-.021, p>.05) 비합리적 신념은 자기 평가 간 불일치(β=.261, p<.001)와 우울(β=.407, p<.001)에 모두 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다. 또한 자기 평가 간 불일치는 우울(β=.185, p<.01)에 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다. 대학생의 능력 수반 자존감이 우울에 미치는 영향(β=.168, p<.01)은 매개변인이 투입되지 않았을 때 통계적으로 유의하였으나, 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치가 추가되었을 때 능력 수반 자존감이 우울에 더 이상 영향을 미치지 않아(β=-.021, p>.05) 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치 매개변인이 투입되면서 능력 수반 자존감과 우울과의 직접 경로는 유의하지 않지만 부적 상관으로 변화하였다. 이는 일종의 비일관적 매개 모형이나, 매개변인 투입 후 독립변인과 종속 변인간의 관계가 유의하지 않기 때문에 일반적인 완전 매개가 발생한 것으로 해석할 수 있다(김하형, 김수영, 2020). 다시 말해, 대학생의 능력 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치가 두 변인간의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타났다.

본 연구는 대학생의 능력 수반 자존감이 우울에 미치는 영향에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치가 투입되면 발생한 3개의 간접 경로간의 유의성을 부트스트랩 방법으로 검증한 결과는 <표 4>와 같다. 먼저, 전체 매개효과의 크기는 .189(.248~.645)으로 95% 신뢰구간에서 0이 존재하지 않아 유의미한 것으로 나타났다. 또한 비합리적 신념의 단순매개효과(X→M1→Y)은 .084(.096~.310)로 나타났으며, 자기평가 불일치의 단순매개효과(X→M2→Y)는 .095(.052~.423)으로 95% 신뢰구간에서 0의 값이 존재하지 않아 매개효과가 유의미한 것으로 나타났다. 마지막으로 이중매개효과의 크기 검증 결과 M1&M2(X→M1→M2→Y)는 .010(.005~.047)로 신뢰구간 95%에서 0의 값이 존재하지 않아 매개효과가 존재하는 것으로 나타났다.

능력 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 간접효과 유의성 검증

3. 대인관계 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과

대인관계 영역 자존감 수반성이 매개 요인인 비합리적 신념 및 종속 변인인 우울과 유의한 관계를 보이지 않으나, 매개효과 검증은 진행하였다. 이는 두 변인간의 상관관계가 없으면 매개 효과를 더 이상 검증하지 않는 Baron과 Kenny(1986)의 매개 효과 검증 절차는 지양될 필요가 있다는 김하형, 김수영(2020)에 가이드에 따른 것이다. 김하형, 김수영(2020)에 따르면 매개 효과가 존재하기 위해서 매개될 만큼의 효과의 총량이 있어야 한다는 관점은 부호가 다른 매개 효과로 인해 직접 효과가 총효과보다 클 수 있는 여러 상황에 적용되기 어렵다(Hayes, 2009). 이에 본 연구의 매개 효과 검증은 기존의 연구 문제에 따라 능력 수반 자존감과 우울간의 관계에서 뿐 아니라, 대인관계 수반 자존감과 우울간의 관계에 대해서도 비합리적 신념과 자기 평가 불일치의 매개효과 검증을 진행하였다. 대학생의 대인관계 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 순차 이중 매개효과를 검증하기 위하여 Hayes(2018)가 제안한 PROCESS macro의 6번 모델을 이용하여 분석하였다. 분석 결과는 <표 5>, <그림 3>과 같다.

대인관계 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 이중 매개효과

<그림 3>

각 경로별 효과 크기*p<.05, **p<.01, ***p<.001

분석 결과를 살펴보면 대학생의 대인관계 수반 자존감은 비합리적 신념(β=.-.075, p>.05)에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 또한 대학생의 대인관계 수반 자존감은 자기 평가 간 불일치(β=.538, p<.001)에는 정적 영향을 미쳤고, 우울(β=-.090, p>.05)에는 유의미한 영향을 미치지 않았다. 비합리적 신념은 자기 평가 간 불일치(β=.314, p<.001)와 우울(β=.433, p<.001)에 모두 정적으로 유의미한 영향을 미쳤다. 또한 자기 평가 간 불일치는 우울(β=.111, p>.05)에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 대학생의 대인관계 수반 자존감이 우울에 미치는 영향(β=-.065, p>.05)은 매개변인이 투입되지 않았을 때 통계적으로 유의하지 않았고, 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치가 추가되었을 때도 마찬가지로 통계적으로 유의하지 않았다. 이에 추가적인 부트스트랩 검증은 이루어지지 않았다.


Ⅳ. 논 의

본 연구는 최근 대학생 우울 위험군이 크게 증가하고 있는 현실 속에서, 우울의 핵심인 자존감의 문제들이 자신의 가치를 외적으로 평가되는 영역에 두는 것과 관련이 있다고 보고, 대학생들의 자존감 수반성이 우울에 미치는 영향과 경로를 탐구하고자 하였다. 이에 본 연구는 대학생의 외적 가치(사회적· 객관적 능력 영역/대인관계 영역) 수반 자존감과 우울 간의 간계에서 비합리적 신념과 자기 평가 불일치가 매개효과를 갖는지를 검증하였다. 또한, 기존의 자존감 수반성 척도로 많이 쓰이고 있는 CSWS 척도(Crocker et al., 2003)의 외적 수반성 영역인 우월성과 타인의 인정 영역이 아닌, 한국형 자존감 수반성 척도(DoSEAS-K; 이동귀 외, 2013)의 사회적·객관적 능력 및 대인관계 영역에 대해 우울과의 관계를 탐구해 보고자 하였다. 이를 위해 수도권 및 충청도 대학에 재학 중인 대학생 341명을 대상으로, 설문조사를 실시하고 이들 변인 간의 관계를 분석하였다. 연구에서 나타난 주요 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, 대학생의 능력 수반 자존감 및 대인관계 수반 자존감과 우울 간의 직접 상관관계를 분석한 결과, 능력 수반 자존감만이 우울과 유의한 정적 상관관계를 나타냈다. 대인관계 수반 자존감의 경우, 우울 뿐아니라 비합리적 신념과의 유의한 상관이 나타나지 않았다. 능력 수반 자존감과 우울의 직접 상관의 크기 자체는 Cohen(1992)의 기준에 따르면 작은 크기에 속하나, 능력 수반 자존감과 비합리적 신념이 유의미한 상관을 보였다는 점, 사회적·객관적 능력 영역 자기평가 불일치가 비합리적 신념과 우울과 중간 크기 이상의 유의한 상관이 나타났다는 점 등은 이후 매개 효과 분석의 중요성을 보여주는 결과라 볼 수 있다.

본 연구에서 능력 수반 자존감과 우울과의 직접 상관이 유의미한 정적 상관이 도출된 것은 자존감을 다룰 때, 자존감의 수준 뿐 아니라 자존감의 기반이 되는 가치 영역의 상대적 주목도를 주목해야 한다는 선행 연구들의 결과가 지지하는 결과이다(박선웅, 박예린, 2019; 박소민, 2019; Sheldon & McGregor, 2000). 다만, 어떤 영역에 대한 중요도가 높을수록 우울이 높아지는지 또는 낮아지는지, 아니면 상관이 없는지에 대해서는 연구마다 다소 차이가 있어왔다. 선행 연구를 살펴보면, 객관적 평가나 타인의 인정과 관련된 영역들에 자존감 수반성이 높은 경우, CSWS 척도를 사용한 국내외 연구 모두에서 대체적으로 우울과 정적 상관이 높다는 결과가 많았다. 예컨대, CSWS척도의 자존감 수반 영역 중 우월성, 타인의 인정 영역의 상대적 중요도가 높으면 우울이 높아지는 정적 관계가 보고되었다(이수란, 이동귀, 2008; 최대성, 황순택, 2016; 정은선 외, 2017; 박소민, 2019; Sargent, Crocker, & Luhtanen, 2006). 그러나 서론에서 언급한 바와 같이 CSWS 척도는 명확히 해당 영역의 중요도만 묻기보다는 만족도를 내포한 문항을 포함하고 있기 때문에 해당 영역을 중요시 여긴다는 것 자체가 우울과 정적 상관을 보인다고 결론을 내리는 데 다소 주의해야할 점이 많았다.

본 연구에서 사용한 DoSEAS-K 척도의 경우, 명확히 객관적이고 사회적인 능력이 자신의 가치를 평가하는 데 얼마나 중요한가를 평정하게 하고 있는데, 이동귀 외(2013)의 연구에서 사회적·객관적 능력이 자신의 가치 평가에 중요하다고 생각할수록 우울이 낮아지는 작은 크기의 부적 상관을 보인다고 보고된 바 있다. 이에 반해 본 연구에서는 DoSEAS-K의 척도의 사회적·객관적 능력 수반 자존감이 작은 크기이지만 우울과 정적 상관이 나오는 과 우울과의 관계를 살펴본 후속 연구를 찾아보기 힘든 상황에서 이러한 차이의 이유를 구체적으로 분석하기 어려우나, 이는 연구 참가자들이 가지고 있는 사회적·객관적 능력 영역 불일치 수준이 어느 정도냐에 따라서 직접 상관의 양상이 다르게 나올 수 있는 것으로 추정된다. 다시 말해, 능력 영역 자기 평가 불일치는 능력 수반 자존감과 우울의 관계에서 본 연구에서 설정한 것처럼 매개변인으로도 볼 수 있지만, 조절 변인으로도 기능할 수 있는 것으로 보인다. 능력 수반 자존감이 높은 경우, 중요도-만족도 공식에서 중요도가 상승하여 자기 평가 불일치가 상대적으로 상승하는 연쇄 효과, 즉 매개 효과를 보일 수 있지만, 샘플 자체가 능력 수반 영역에 대한 중요도와 만족도 모두가 대체로 높아 둘 사이의 편차가 적은 우수 학업 집단일 경우, 능력 수반 자존감과 우울의 상관관계가 달라지는 조절 변인으로도 작용할 수 있다고 보인다. 본 연구의 연구 초점 자체는 자기 평가 불일치의 매개 효과이지만, 이동귀 외(2013) 연구와 본 연구를 비교해 본 결과 능력 수반 자존감과 우울의 상관 관계가 작은 크기이지만 서로 부호가 다른 것은 이러한 자기 평가 불일치의 조절효과가 예상되는 지점이다.

둘째, 대학생의 대인관계 수반 자존감과 우울은 직접 상관도 유의하지 않았고, 대인관계 수반 자존감이 비합리적 신념이나 대인관계 영역 불일치를 매개로 하여 우울에 영향을 주는 모든 매개 경로 역시 유의하지 않았다. 다시 말해, 친구, 연인, 공동체 내에의 관계가 자신의 가치 평가에 얼마나 중요한 지의 여부는 본 연구의 참가자들에게는 비합리적 신념이나 우울의 수준과 유의미한 관계가 없었다. 이는 국내에는 번안되지 않았지만 CSWS 척도 이후 같은 문항 기술 방식을 사용해 개발된 우정 자존감 수반성 척도를 사용한 연구에서, 우정 자존감 수반이 높을수록 우울이 높아진다는(Cambron, et al., 2010) 연구 결과와는 상반된 연구 결과이다. 이 역시 국내 샘플을 사용해 우정 수반 자존감과 우울의 관계를 연구한 문헌이 부족한 상황에서 그 이유를 명확히 규정하기 어려우나, CSWS와 DoSEAS-K 척도의 기술 방식으로 인한 차이라고 추정된다.

셋째, 대학생의 능력 수반 자존감과 우울의 관계에서 비합리적 신념의 단순 매개효과, 능력 영역 자기 평가 불일치는 단순 매개 효과, 비합리적 신념과 능력 영역 자기 불일치의 이중 매개 효과 모두 유의하게 나타났다. 이는 앞서 언급한 바대로, DoSEAS-K 척도를 사용하여 사회적·객관적 능력 수반 자존감이 높을수록 우울 수준이 낮다고 보고한 이동귀 외(2013)의 연구와는 불일치하는 결과이다. 이러한 차이는 사회적·객관적 능력과 우울의 관계에서 두 개의 매개변인이 투입되면, 간접효과만 유의하고, 직접 효과가 유의하지 않은 상황, 즉 완전 매개 효과가 나타난 본 연구의 결과를 근거로 그 이유를 추측해 볼 수 있다.

사회적·객관적 능력 수반 자존감, 즉, 사회적·객관적 능력을 자신의 가치 평가에 얼마나 중요하게 여기는 가의 여부는 우울에 직접적으로 영향을 준다기보다, 비합리적 신념과 사회적·객관적 능력 영역 자기 불일치를 통해 우울에 영향을 준다. 다시 말해, 사회적·객관적 능력을 자기 가치 평가에 중요하게 여기는 대학생들은 비합리적 신념, 즉, 자신에 대한 당위적 사고를 할 가능성이 높다. 비합리적 신념은 그 자체로 우울의 원인으로 오랫동안 언급되고(Nelson, 1977, McLennan, 1987; Bridges & Harnish, 2010), 국내에서도 우울과의 관계가 경험적으로 증명되어 왔는데(조은주, 이은희, 2013; 송영희, 이윤주, 2010), 본 연구에서도 사회적·객관적 능력을 자기 가치 평가에 중요하게 여기는 대학생은 비합리적 신념을 가질 확률이 높고, 이는 높은 수준의 우울로 이어지는 것으로 보인다.

능력 수반 자존감이 해당 영역의 자기 평가 불일치를 매개하여 우울로 이어지는 경로, 또는 비합리적 신념과 자기 평가 불일치를 매개하여 우울로 이어지는 경로가 유의한 것에 대해서는 다음과 같이 설명할 수 있다. 우선, 통계적으로 보면 능력 영역의 중요도와 만족도가 정규 분포를 이루는 집단에서는 사회적·객관적 능력을 자기 가치 평가에 중요하게 여길수록, 중요도 – 만족도로 측정되는 능력 영역 자기 평가 불일치가 증가하기 때문으로 보인다. 이는 당위적 자기 또는 이상적 자기의 기준이 높을수록 자기불일치를 많이 경험하게 되어 우울을 많이 겪게 된다는 Higgins(1987)의 자기 불일치 이론과도 관련이 있다. 다시 말해, 본 연구의 결과는 사회적·객관적 능력 영역의 자기 평가 불일치가 우울로 이어지는 경로에 대해서는 영역과 상관없이 이상적 자기와 주관적 자기의 차이로 기술된 자기 불일치 변인이 우울에 영향을 미친다고 보고된 선행연구들(강석, 이지연, 2013; 이영호, 최정원, 1998; 임진, 김은정, 2012)과도 관련이 있다고 볼 수 있다. 그러나 본 연구의 결과는 그것이 자존감의 다른 영역이 대인관계 영역에서는 발생하지 않고, 사회적·객관적 능력 영역일 때 우울에 취약할 가능성이 있음을 보여준다.

이에 대한 이유를 추정해 보자면 다음과 같다. 우선, 선행연구에서도 타인의 인정 영역처럼 자신이 통제하기 힘든 가치 영역에 자존감 수반성이 높은 경우 자존감 불안정성과 정적 상관관계가 보고된 바 있다(Sowislo, Orth, & Meier, 2014). 이처럼 사회적·객관적 능력 영역을 중요하게 여기는 대학생들의 경우, 상황에 따라 쉽게 그 결과가 바뀔 수 있어 자존감의 수준이 안정적이지 못할 가능성이 있는데, 이는 사회적⋅객관적 능력에 대한 스스로의 평가는 주로 타인, 외부의 평가에 근거하여 만들어지는데, 이러한 외부의 평가는 항상 긍정적이거나 부정적이지 않기 때문이다. 낮은 자존감 안정성은 자존감 수준보다도 우울을 더 많이 설명한다(고현석, 민경환, 김민희, 2012). 또한, 사회적·객관적 능력 영역은 말 그대로 개인에 대한 객관적이고 평가적인 영역의 특성상 해당 영역에서 자기 평가 불일치가 인식될 경우, 우울의 주요한 사고 특징인 자기 비하나 자기 비난으로 이어질 가능성이 높다(Kannan & Levitt, 2013). 예컨대, 자존감 수반성의 타 영역인 대인관계 영역에서 자기 평가 불일치는 우호적이지 않은 현재 공동체 구성원, 불안정한 현재 연인 등 상황적 요인이 기여할 여지가 있는 반면, 사회적·객관적 능력의 자기 평가 불일치는 그렇지 못하다.

본 연구는 서론에서 언급된 바와 같이 최근 대학생의 우울 위험군이 치솟는 현상의 이면에 2000년대 이후 한국 대학생들이 소위 픽미(Pick me)세대로 불릴 정도로 취업과 학점 경쟁이 치열해진 사회문화적 분위기가 형성됐고, 이에 따른 유능성 추구의 당위성이 강요 되는 풍토에 대한 고찰에서 시작하였다. 본 연구의 결과를 종합해 보면, 자기 가치를 평가하는 데 있어 사회적·객관적 능력 영역의 중요도가 높은 것은 사회적·객관적 능력 영역의 현재 평가가 긍정적으로 유지되고 있는 경우가 아니라면, 자기에 대한 비합리적 신념과 자기 평가 불일치를 매개로 우울을 유발할 가능성이 높다. 개인의 가치를 평가하는 데 가장 중요한 것이 객관적으로 평가 가능한 영역에서의 능력이라는 능력주의 풍토 속에서, 자신의 윤리의식이나 성품, 긍정적인 가족관계 영역 등에서의 긍정적 자기가치 평가만으로 능력에 대한 자기 평가 불일치 효과를 상쇄할 자기가치 평가를 해낸다는 것은 결코 쉬운 일이 아니다.

다만, 이러한 절대적 경쟁이 대학생들에게 더욱 심각하게 인식되는 것에는 경쟁과 성과 위주의 대학 학풍이나 학과 분위기가 중요한 역할을 할 수 있을 것이다. 이에 첫째, 대학에서는 교수자들이 학생들의 능력이나 경쟁과 비합리적 신념을 강화시킬 만한 메시지를 자제할 수 있도록 관련된 교수학습 프로그램을 마련해 볼 수 있다. 예컨대, ‘인생은 성공한 사람과 실패한 사람으로 나뉜다’‘매 순간 성실하지 않으면 이 치열한 사회에서 절대로 행복할 수 없다’등의 메시지는 비합리적 신념을 강화시켜 학생들이 자기를 비하할 당위성을 높일 수 있다. 둘째, 대학 내 필수 교양 강의 등을 통해 자존감이나 우울과 관련된 심리적 예방 교육 프로그램들을 투입할 필요가 있다. 학생들은 우울감에 압도되는 경험을 하면서도 무언가 더 공부하여 예방하거나 대처하고자 하는 의지는 우울의 속성상 어려울 수 있다. 이에 필수 교양 강의 등에 여러 성격의 심리 예방 교육 프로그램들을 묶어 하나의 필수 교양 강의를 개설하는 것도 하나의 방법일 수 있다.

보다 구체적으로 우울한 대학생 개개인에 대한 개입의 방향에 대해 본 연구는 다음과 같은 방향성을 제시해 준다. 첫째, 우울을 자극하는 핵심 신념이 자신의 사회적·객관적 능력과 관계된 대학생이 있다면 상담자는 해당 학생이 자신의 가치를 다양한 영역에서 찾을 수 있도록 도와야 한다. 오랜 기간 굳어진 사회적·객관적 능력에 대한 신념과 그로 인한 우울 정서가 쉽게 개선될 수는 없지만(Beck, 1993), 긍정적 가족관계, 자신의 성품이나 윤리적 신념에 따라 해온 여러 선택들의 의미를 강조하여 내담자가 스스로에 대한 전반적인 자기 평가 불일치를 줄일 수 있도록 돕는 것이 하나의 방법이 될 수 있다. 둘째, 사회적·객관적 능력과 관련된 비합리적 신념을 유연하게 하기 위해 상담자는 내담자의 현실관을 면밀하게 검토할 수 있어야 한다. 사회적·객관적 능력과 관련된 비합리적 신념은 당위적 명령이라는 보편적인 특성이 있기도 하지만(Ellis, 1962), 개개인만이 가진 사적 논리의 모습이 명확히 인지될 때 보다 효과적으로 논박될 수 있다(권정혜, 성기혜, 손영미, 조영은, 2016). 그러므로 상담자는 현시대를 살아가는 대학생들의 관점에서 현 세태, 경쟁, 능력, 자신의 가치에 대한 여러 논리들을 이들의 문화를 반영하는 여러 매체나 문헌, 사례 연구 등을 통해 다양하게 관찰해 이에 대한 통찰력을 키울 필요가 있다.

본 연구의 한계점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 연구대상의 비율은 여자 대학생이 많은 비율을 차지하며, 충남 소재지 대학이 많은 비율을 차지하는 등 인구학적 균형을 충분히 고려하지 못하였다. 이는 대학생 커뮤니티를 이용한 온라인 조사의 한계인 것으로 보인다. 따라서 샘플의 인구학적 균형을 맞춘 후속 연구가 진행될 필요가 있다. 둘째, 본 연구의 연구결과는 자존감 수반성 영역과 우울의 관계를 연구한 선행 연구들의 연구결과와 일부 상반되는 결과들이 보고되었는데, 이는 상당 부분 자존감 수반성을 측정하는 도구들 사이에 존재하는 의미 차이에서 기인한 것으로 보인다. 따라서 본 연구에서 사용한 한국형 자존감 수반성 척도(DoSEAS-K; 이동귀 외, 2013)를 사용해 자존감 수반성과 우울의 관계를 후속 연구가 이어진다면, 본 연구의 논의 부분을 상당 부분 반박하거나 지지하며 보다 구체적이고 확정적인 논의가 가능해 질 것으로 보인다. 셋째, 본 연구에서는 능력 수반 자존감과 우울의 관계의 양상이 선행 연구와 다른 이유로 능력 영역 자기 평가 불일치 수준이 낮은 학생들이 샘플에 많이 포함되었을 가능성을 논의하였다. 후속 연구에서 능력 영역 자기 평가 불일치 수준을 본 연구의 평균 수준과 비교해 가며 논의가 가능하다면 이러한 가설 역시 보다 구체적으로 검증해 볼 수 있을 것으로 예상된다.

Acknowledgments

이 연구는 순천향대학교 학술연구비 지원으로 수행되었음.

References

  • 강석, 이지연 (2013). 청소년의 실제-이상 자기불일치가 우울에 미치는 영향: 자의식과 자기침묵의 매개 효과. 중등교육연구, 61(4), 811-839.
  • 고현석, 민경환, 김민희 (2012). 자존감, 자존감 안정성, 자기개념 명료성과 심리적 적응과의 관계 탐색. 한국심리학회지, 일반, 31(3), 825-846.
  • 권혜수, 최윤정 (2017). 청소년의 자존감 특성에 따른 잠재유형 탐색 및 유형별 정신건강 기능의 차이. 상담학연구, 18(5), 169-190.
  • 김갑숙, 전영숙, 이철우 (2009). 청소년의 부모 애착, 자아분화, 자아존중감이 우울에 미치는 영향. 한국가족치료학회지, 17(1), 209-224.
  • 김병석 (2021). 유능성 추구 문화의 파괴성과 상담: 평범의 재인식과 회복. 한국상담학회 통합학술대회. 한국상담학회.
  • 김성연, 김지윤, 이동훈 (2021). 성인의 아동기 학대와 비자살적 자해 발생의 관계에서 성인애착과 자존감의 매개효과: 통합적 이론모델을 중심으로. 상담학연구, 22(4), 129-148.
  • 김하형, 김수영 (2020). 비일관적 매개효과 모형의 해석 방향 탐색. 한국심리학회지, 일반, 39(1), 91-115.
  • 김훈희 (2018). 기혼여성의 비합리적 신념 측정을 위한 척도 개발: 우울 예측을 위한 비합리적 신념 측정. 복지상담교육연구, 7(2), 331-357.
  • 이동귀, 양난미, 박현주 (2013). 한국형 자존감 평가영역 척도 개발 및 타당화. 한국심리학회지, 일반, 32(1), 271-298.
  • 박 경 (2004). 청소년의 부정적인 생활스트레스와 자살사고와의 관계에서 사회적 문제해결, 자존감, 무망감의 중재효과. 한국심리학회 학술대회 자료집, 2004(1), 79-80.
  • 박명철, 임용광 (2013). 대학생들의 자존감 수준이 인터넷 중독에 미치는 영향. 한국중독범죄학회 학술대회, 12-20.
  • 박선웅, 박예린 (2019). 불확실한 정체성과 낮은 심리적 안녕감 간의 관계에서 물질주의의 매개효과. 한국심리학회지, 사회 및 성격, 33(2), 1-21.
  • 박소민 (2019). 한국 고등학생의 자기가치 수반성과 자기평가 간 불일치가 우울에 미치는 영향. 서울여자대학교, 석사학위논문.
  • 박현주, 정대용 (2015). 부적응적 완벽주의와 자존감이 심리적 고통에 미치는 영향: 자기가치감의 영역별 수반성의 조절된 매개효과. 상담학연구, 16(5), 123-140.
  • 서수균 (2009). 한국판 일반적 태도 및 신념 척도 개발 및 타당화 연구. 한국심리학회지, 상담 및 심리치료, 21(1), 113-130.
  • 서수균 (2011). 비합리적 신념과 공격성 사이에서 부적응적 인지전략과 대인관계양상의 매개효과. 한국심리학회지, 상담 및 심리치료, 23(4), 901-919.
  • 권정혜, 성기혜, 손영미, 조영은 (2016). 인지행동치료에서 심상의 활용. 인지행동치료, 16(4), 423-444.
  • 송영희, 이윤주 (2010). 대학생의 비합리적 신념과 우울: 목표안정성과 자존감의 매개역할. 한국심리학회지, 상담 및 심리치료, 22(3), 553-573.
  • 신지윤 (2020). 대학생의 능력 수반 자존감과 물질주의의 관계. 이화여자대학교 대학원, 석사 학위논문.
  • 심희옥 (1998). 아동후기 초등학교 학생의 우울성향: 일상적 스트레스, 자아 존중감 및 사회적 기술과의 관계. 대한가정학회지, 36(6), 133-144.
  • 오세진 . 주거비·학자금 대출 ‘빚뿐인 청년’ 20대 우울증 9만명‘빛 잃은 청춘. 서울 신문. https://www.seoul.co.kr/news/newsView.php?id=20191216010013&wlog_tag3=naver, (2019. 12. 16.)
  • 유정희, 박희수 (2015). 대학생의 삶의 만족도에 미치는 영향 요인 경로분석-학교생활적응의 매개효과를 중심으로. 한국자치행정학보, 29(3), 323-347.
  • 윤선자 (2003). 초등학생의 스트레스와 우울 및 자아존중감과의 관계. 홍익대학교 교육대학원 석사학위 청구논문.
  • 이가현. 실패… 또 실패… 2030세대, ‘자존감 찾기’ 콘텐츠 열풍. 국민일보http://news.kmib.co.kr/article/view.asp?arcid=0923698707&code=11131100&cp=nv, (2017. 2. 21)
  • 이산, 오승택, 류소연, 전진용, 이건석, 이은, 박진영, 이상욱, 최원정 (2016). 한국판 역학연구 우울척도 개정판 (K-CESD-R) 의 표준화 연구.
  • 이수란, 이동귀 (2008). 자존감의 영역별 수반성과 자기 평가 간 불일치가 정신건강에 미치는 영향. 한국심리학회지, 상담 및 심리치료, 20(2), 313-335.
  • 이영호, 최정원 (1998). 실제자기 수준, 이상적 자기 수준 및 자기불일치 수준이 우울에 미치는 영향. Korean Journal of Clinical Psychology, 17(1), 69-87.
  • 임진, 김은정 (2012). 청소년의 실제-이상 자기 불일치가 우울에 미치는 영향: 수치심과 반추적 반응양식을 매개변인으로. 청소년학연구, 19(1), 279-306.
  • 조은주, 이은희 (2013). 부와 모의 심리적 통제와 청소년의 우울 및 불안: 비합리적 신념의 매개역할. 한국청소년연구, 24(1), 35-70.
  • 정소라, 장석진 (2017). 청소년의 완벽주의와 대인관계문제의 관계에서 자기불일치의 매개효과. 청소년학연구, 24(8), 1-25.
  • 정은선, 하정희, 이성원 (2017). 자기가치감 수반성과 대학생활적응 및 미래성공기대와의 관계에서 인지적 유연성의 매개효과. 한국산학기술학회 논문지, 18(5), 226-236.
  • 최대성, 황순택 (2016). 완벽주의, 자기가치 수반성과 자기평가 간 불일치가 우울에 미치는 영향. 한국심리학회지, 임상심리 연구와 실제, 2(2), 163-181.
  • 하정희, 조한익 (2006). 비합리적 신념에 따른 완벽주의의 순기능과 역기능. 한국심리학회지: 상담 및 심리치료, 18(4), 873-896.
  • Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator–mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of personality and social psychology, 51(6), 1173-1182. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.51.6.1173]
  • Beck, A. T. (Ed.). (1979). Cognitive therapy of depression. Guilford press.
  • Beck, A. T. (1993). Cognitive therapy: past, present, and future. Journal of consulting and clinical psychology, 61(2), 194-198. [https://doi.org/10.1037/0022-006X.61.2.194]
  • Bridges, K. R., & Harnish, R. J. (2010). Role of irrational beliefs in depression and anxiety: a review. Health, 2(08), 862-877. [https://doi.org/10.4236/health.2010.28130]
  • Cambron, M. J., Acitelli, L. K., & Steinberg, L. (2010). When friends make you blue: The role of friendship contingent self-esteem in predicting self-esteem and depressive symptoms. Personality and Social Psychology Bulletin, 36(3), 384-397. [https://doi.org/10.1177/0146167209351593]
  • Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological bulletin, 112(1), 155–159. [https://doi.org/10.1037/0033-2909.112.1.155]
  • Crocker, J., & Knight, K. M. (2005). Contingencies of self-worth. Current directions in psychological science, 14(4), 200-203. [https://doi.org/10.1111/j.0963-7214.2005.00364.x]
  • Crocker, J., Luhtanen, R. K., Cooper, M. L., & Bouvrette, A. (2003). Contingencies of self-worth in college students: theory and measurement. Journal of personality and social psychology, 85(5), 894-908. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.85.5.894]
  • Crocker, J., & Park, L. E. (2004). The costly pursuit of self-esteem. Psychological bulletin, 130(3), 392–414. [https://doi.org/10.1037/0033-2909.130.3.392]
  • Crocker, J., & Wolfe, C. T. (2001). Contingencies of self-worth. Psychological review, 108(3), 593-623 [https://doi.org/10.1037/0033-295X.108.3.593]
  • Drum, D. J., Brownson, C., Burton Denmark, A., & Smith, S. E. (2009). New data on the nature of suicidal crises in college students: Shifting the paradigm. Professional psychology: research and practice, 40(3), 213-222. [https://doi.org/10.1037/a0014465]
  • Duffy, M. E., Twenge, J. M., & Joiner, T. E. (2019). Trends in mood and anxiety symptoms and suicide-related outcomes among US undergraduates, 2007–2018: Evidence from two national surveys. Journal of Adolescent Health, 65(5), 590-598. [https://doi.org/10.1016/j.jadohealth.2019.04.033]
  • Ellis, A. (1962). Reason and emotion in psychotherapy.
  • Ferris, D. L., Lian, H., Brown, D. J., Pang, F. X., & Keeping, L. M. (2010). Self‐esteem and job performance: the moderating role of self‐esteem contingencies. Personnel Psychology, 63(3), 561-593. [https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.2010.01181.x]
  • Hayes, A. F. (2009). Beyond Baron and Kenny: Statistical mediation analysis in the new millennium. Communication monographs, 76(4), 408-420. [https://doi.org/10.1080/03637750903310360]
  • Hayes, A. F. (2018). Partial, conditional, and moderated moderated mediation: Quantification, inference, and interpretation. Communication monographs, 85(1), 4-40. [https://doi.org/10.1080/03637751.2017.1352100]
  • Higgins, E. T. (1987). Self-discrepancy: a theory relating self and affect. Psychological review, 94(3), 319-340. [https://doi.org/10.1037/0033-295X.94.3.319]
  • Hysenbegas, A., Hass, S. L., & Rowland, C. R. (2005). The impact of depression on the academic productivity of university students. Journal of Mental Health Policy and Economics, 8, 145-151.
  • Kannan, D., & Levitt, H. M. (2013). A review of client self-criticism in psychotherapy. Journal of Psychotherapy Integration, 23(2), 166-178. [https://doi.org/10.1037/a0032355]
  • Knee, C. R., Canevello, A., Bush, A. L., & Cook, A. (2008). Relationship-contingent self-esteem and the ups and downs of romantic relationships. Journal of personality and social psychology, 95(3), 608–627. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.95.3.608]
  • Macaskill, A. (2018). Undergraduate mental health issues: the challenge of the second year of study. Journal of Mental Health, 27(3), 214-221. [https://doi.org/10.1080/09638237.2018.1437611]
  • McLennan, J. P. (1987). Irrational beliefs in relation to self‐esteem and depression. Journal of clinical psychology, 43(1), 89-91. [https://doi.org/10.1002/1097-4679(198701)43:1<89::AID-JCLP2270430112>3.0.CO;2-I]
  • Nelson, R. E. (1977). Irrational beliefs in depression. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 45(6), 1190-1191. [https://doi.org/10.1037/0022-006X.45.6.1190]
  • Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: A self-report depression scale for research in the general population. Applied psychological measurement, 1(3), 385-401. [https://doi.org/10.1177/014662167700100306]
  • Roberts, J. E., & Monroe, S. M. (1992). Vulnerable self-esteem and depressive symptoms: Personality and Social Psychology, 62(5), 804-812. [https://doi.org/10.1037/0022-3514.62.5.804]
  • Rosenberg, M. (1965). Rosenberg self-esteem scale (RSE). Acceptance and commitment therapy. Measures package, 61(52), 18. [https://doi.org/10.1037/t01038-000]
  • Sargent, J. T., Crocker, J., & Luhtanen, R. K. (2006). Contingencies of self–worth and depressive symptoms in college students. Journal of social and clinical psychology, 25(6), 628-646. [https://doi.org/10.1521/jscp.2006.25.6.628]
  • Sanchez, D. T., & Crocker, J. (2005). How investment in gender ideals affects well-being: The role of external contingencies of self-worth. Psychology of Women Quarterly, 29(1), 63-77. [https://doi.org/10.1111/j.1471-6402.2005.00169.x]
  • Sheldon, K. M., & McGregor, H. A. (2000). Extrinsic value orientation and “the tragedy of the commons”. Journal of personality, 68(2), 383-411. [https://doi.org/10.1111/1467-6494.00101]
  • Shrout, P. E., & Bolger, N. (2002). Mediation in experimental and nonexperimental studies: new procedures and recommendations. Psychological methods, 7(4), 422–445. [https://doi.org/10.1037/1082-989X.7.4.422]
  • Sowislo, J. F., Orth, U., & Meier, L. L. (2014). What constitutes vulnerable self-esteem? depressive symptoms. Journal of Abnormal Psychology, 123(4), 737-753. [https://doi.org/10.1037/a0037770]
  • Story, A. E., Carpenter-Song, E. A., Acquilano, S. C., Becker, D. R., & Drake, R. E. (2019). Mental health leaves of absence in college and therapy: a qualitative study of student experiences. Journal of College Student Psychotherapy, 33(1), 38-46. [https://doi.org/10.1080/87568225.2018.1426401]
  • Wouters, P., Van Nimwegen, C., Van Oostendorp, H., & Van Der Spek, E. D. (2013). A meta-analysis of the cognitive and motivational effects of serious games. Journal of educational psychology, 105(2), 249–265. [https://doi.org/10.1037/a0031311]

<그림 1>

<그림 1>
연구 모형

<그림 2>

<그림 2>
각 경로별 효과 크기

<그림 3>

<그림 3>
각 경로별 효과 크기*p<.05, **p<.01, ***p<.001

<표 1>

연구대상자의 인구사회학적 특성 (N=341)

구분 빈도설명 빈도(명) 백분율(%)
성별 66 19.4
275 80.6
학년 1학년 48 14.1
2학년 106 31.1
3힉년 94 27.6
4학년 80 23.5
휴학 중 13 3.8
전공 인문사회계열 231 67.7
자연과학계열 46 13.5
공학계열 53 15.5
예능계열 11 3.2
대학 소재지 서울 70 20.5
경기 90 26.4
충남 138 40.5
충북 37 10.9
인천 6 1.8

<표 2>

주요 변인 간의 상관관계 (N=341)

변인 1 2 3 4 5 6
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
1. 능력 수반 자존감 1
2. 대인관계 수반 자존감 -.532*** 1
3. 비합리적 신념 .207*** -.075 1
4. 능력 평가 불일치 .567*** -.179** .367*** 1
5. 대인관계 평가 불일치 .025 .515*** .274*** .428*** 1
6. 우울 .168** -.065 .471** .323*** .184*** 1
평균 -.140 -.107 2.750 .426 -.065 1.853
표준편차 .284 .585 .514 .849 .970 .663
왜도 -.048 -.191 .073 -.346 .080 .927
첨도 .173 .034 -.135 .620 .730 .375

<표 3>

능력 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 이중 매개효과

경로 β B SE t
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
능력 수반 자존감 → 비합리적 신념 .207 .374 .096 3.892 p<.001
능력 수반 자존감 → 자기 평가 간 불일치 .513 1.533 .130 11.774 p<.001
비합리적 신념 → 자기 평가 간 불일치 .261 .431 .072 5.994 p<.001
능력 수반 자존감 → 우울 -.021 -.049 .134 -.364 .716
비합리적 신념 → 우울 .407 .525 .066 8.011 p<.001
자기 평가 간 불일치 → 우울 .185 .145 .047 3.071 p<.01

<표 4>

능력 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 간접효과 유의성 검증

효과 β B SE LLCI* ULCI**
*LLCI =boot 간접효과의 95% 신뢰구간 내에서의 하한값
**ULCI =boot 간접효과의 95% 신뢰구간 내에서의 상한값
능력 수반 자존감(X) → 비합리적 신념(M1) → 우울(Y) .084 .196 .056 .096 .310
능력 수반 자존감(X) → 자기 평가 간 불일치(M2) → 우울(Y) .095 .222 .096 .052 .423
능력 수반 자존감(X) → 비합리적 신념(M1) → 자기 평가 간 불일치(M2) → 우울(Y) .010 .023 .011 .005 .047
총간접효과 .189 .442 .101 .248 .645

<표 5>

대인관계 수반 자존감과 우울과의 관계에서 비합리적 신념과 자기 평가 간 불일치의 이중 매개효과

경로 β B SE t
대인관계 수반 자존감 → 비합리적 신념 -.075 -.066 .048 -1.380 .168
대인관계 수반 자존감 → 자기 평가 간 불일치 .538 .892 .072 12.368 p<.001
비합리적 신념 → 자기 평가 간 불일치 .314 .592 .082 7.216 p<.001
대인관계 수반 자존감 → 우울 -.090 -.102 .065 -1.562 .119
비합리적 신념 → 우울 .433 .559 .065 8.417 p<.001
자기 평가 간 불일치 → 우울 .111 .076 .041 1.858 .064