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Forum for youth culture - Vol. 63

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 0, No. 63, pp.85-108
Abbreviation: RCKYC
ISSN: 1975-2733 (Print)
Print publication date 31 Jul 2020
Received 29 May 2020 Revised 14 Jun 2020 Accepted 22 Jun 2020
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2020.07.63.85

중학생의 우울과 불안이 자살사고에 미치는 영향: 위축과 자아존중감의 매개된 조절효과
최원석1) ; 강순화2) ; 백승아3)
1)인천재능대학교 사회복지과 교수
2)강남대학교 평생교육원 교수
3)강남대학교 교육성과센터 전임연구원

The Effects of Middle School Students' Depression and Anxiety on Suicide Accidents: Mediated Moderation Effect of Atrophy and Self-Esteem
Choi, Wonsuk1) ; Kang, Soonwha2) ; Paeg, Seunga3)
1)Professor, Department of Social Welfare JEI Univ
2)Professor, Continuing Education Center Kangnam Univ
3)Associate Research Engineer, Education Performance Center Kangnam Univ

초록

본 연구는 중학생의 우울과 불안, 위축과 자살사고의 관계를 통해 중학생의 자살사고를 높이는 부정적인 영향과 자아존중감의 긍정적인 영향을 확인하여 중학생의 자살사고를 바꿀 수 있도록 돕고자 진행되었다. 본 연구 대상자는 2019년 공개된 13차년도 한국복지패널에 참가한 중학생으로 총 391명의 자료를 활용하였다. SPSS 프로그램으로 기초분석을 하고, 회귀분석 접근법으로 연구문제를 검증하였다. 연구결과 첫째, 자살사고에 미치는 우울과 불안의 영향을 자아존중감이 조절하는 것으로 나타났다. 즉, 자아존중감이 높으면 자살사고가 적어짐을 의미한다. 둘째, 우울과 불안, 자살사고 간에 위축의 매개효과가 유의하였으며, 부분매개효과를 나타냈다. 셋째, 우울과 불안, 자살사고 간에 위축을 통한 자아존중감의 매개된 조절효과가 유의하였다. 이는 자아존중감이 높을수록 위축이 자살사고로 가는 직접 영향이 더 적어짐을 의미한다. 본 연구의 목적은 자살사고를 감소하기 위한 구체적인 힘을 길러주기 위해 필요한 위축과 자아존중감의 기능을 확인함으로써 중학생의 자살사고를 감소시키기 위한 방안을 제시하였다.

Abstract

This study was conducted to help middle school students change suicide accidents by identifying the negative effects of raising middle school students' suicidal thoughts and the positive effects of self-esteem through the relationship between depression and anxiety, atrophy, and suicide accidents. The subjects of this study were middle school students who participated in the 13th Korea Welfare Panel, which was released in 2019, and used a total of 391 data. Basic analysis was conducted with the SPSS program, and research problems were verified with a regression analysis approach. As a result of research, first, self-esteem was found to control the effects of depression and anxiety on suicide accidents. In other words, if the self-esteem is high, it means fewer suicide accidents. Second, the mediating effect of atrophy was significant between depression, anxiety, and suicidal accident, and showed partial mediating effect. Third, the mediated moderating effect of self-esteem through atrophy between depression, anxiety, and suicide was significant. This means that the higher the level of self-esteem, the less the direct effect of atrophy on suicide. The purpose of this study was to propose a method to reduce suicide accidents among middle school students by identifying the functions of atrophy and self-esteem necessary to develop specific power to reduce suicide accidents.


Keywords: Depression and Anxiety, Suicide Accidents, Atrophy, Self-Esteem, Mediated Moderation Effect
키워드: 우울과 불안, 자살사고, 위축, 자아존중감, 매개된 조절효과

Ⅰ. 연구의 필요성 및 목적

청소년의 자살은 해를 거듭할수록 증가하는 추세이고, 이로 인해 사회적 문제로 심각하게 인식되고 있다(구본용, 백승아, 2019). ‘제14차 청소년건강행태조사 통계’에 따르면 2007년 23.7%였던 자살사고율은 2015년엔 11.7%로 감소하였지만, 2018년의 청소년 자살사고율은 13.3%로 다시 증가추세로 나타났다. 학년별로는 중3이 14.9%, 중2 14.6% 순으로 높게 나타났다. 자살시도율은 중3이 3.8%로 가장 높았고, 중2 3.7%, 중1 3.4%의 순으로 나타나 고등학생의 평균보다 2.6% 비율이 높게 나타났다(질병관리본부, 2018). 국내의 많은 선행연구에서 청소년의 자살사고를 높이는 주요 변인으로 우울과 불안(김갑숙, 박치홍, 2015; 박순희, 양정남, 최은정, 2015; 조인숙, 채철균, 2016), 위축을 제시하고 있다(남석인, 남보영, 장은혜, 2014). 특히 위축은 비활동적이며, 말이 적고, 또래들과 잘 어울리지 못하고 혼자 지내는 특성으로(오경자, 이혜련, 홍강의, 하은혜, 1998), 또래와의 활동이 원활하지 못하고 고립된다고 느끼거나 위축될 때 청소년 자살의 위험성은 높아지는 것으로 나타났다(Rubenstein, Heeren, Housman, Rubin, & Stechler, 1989). 또한, 위축되면 소극적인 행동을 함으로써 사회적 관계에서도 우울과 직・간접적으로 연관된다(임재현, 정동일, 2019). 이러한 선행연구를 통해서 청소년의 자살사고를 높이는 심리・정서적 요인으로 우울과 불안, 위축을 들 수 있다.

Durkheim(1897)은 『자살론(Le Suicide)』에서 자살을 사회현상으로 보고 인간은 사회적 영향에 따라 자살을 선택한다고 하였다. 특히 개인이 사회에 의해 과도하게 강압적인 규율로 미래가 제한되고, 제압당하여 발생하는 자살을 숙명론적 자살로 보았다. 이미 여러 연구(김재엽, 정윤경, 이진석, 2009; 백승아, 2013; 이유나, 신소라, 2016; Prinstein et al., 2008; Reinherz, Tanner, Berger, Beardslee, & Fitzmaurice, 2006)에서 자살생각이 자살시도로 이어진다는 것이 확인된 것처럼, 청소년이 학교 및 가정에서 학업 스트레스, 생활스트레스와 같은 심리적 요인으로 우울과 불안을 느끼게 되어 위축될 때, 고민을 해결해 줄 수 있는 통로가 없으면 청소년은 자살생각을 하고 시도하는 경향이 높다(김명희, 2012).

Maslow 등과 Erickson, Allport는 인간이 심리적으로 건강하고 성숙한 인격으로 성장하기 위해서는 높은 수준, 즉 자신이 사랑받을 만하고 소중한 존재로 믿는 자아존중감이 필요하다고 강조한다(최인재, 2014). 특히, 청소년은 자기에 대한 가치를 낮게 평가하는 부정정서를 가지고 있고, 이러한 부정정서가 자아존중감을 낮추고 주위의 작은 평가에도 위축되어 자살사고를 하게 만든다(김수진, 2007; 김창곤, 2006; 전영희, 2012). 이처럼 낮은 자아존중감은 부정적인 자기인식으로 자살사고를 높이는 매우 중요한 요인으로, 자살사고를 감소하여 자살을 미연에 예방하기 위해서는 청소년의 자아존중감을 향상시켜야 한다(김성현, 주동범, 2016). 이러한 필요에 따라서 청소년기 자살사고를 예방하기 위한 출발점으로 자살사고에 미치는 구체적인 요인을 확인할 필요가 있다. 선행연구에서 청소년기의 자살사고와 관련하여 가장 빈번하게 언급되는 심리적 요인은, 불안, 우울, 스트레스, 절망감 등으로 자살사고의 원인이 된다(김지훈, 김경호, 2018; 김현순, 김병석, 2008; Kalichman, Heckman, Kochman, Sharaf, Thompson & Walsh, 2009; Sikkema, & Bergholte, 2000; Wilson et al., 1995). 홍세희, 노언경, 정송(2016)의 연구에서는 자살사고의 위험을 감소시키는 요인인 가족・또래・학교체계들에 비해 자아존중감의 영향력이 상대적으로 가장 크게 나타났다. 특히, 자아존중감을 자살사고를 완충하는 대표적인 보호요인으로 보았다(박재연, 2009; 이선희, 전종설, 2012; 홍영수, 전선영, 2005). 이처럼 자아존중감이 높은 경우 부정적인 상황에도 긍정적으로 대처하여 자살사고의 위험을 감소시킬 수 있다는 것이다. 이 같은 논의를 바탕으로 우울과 불안, 위축, 자아존중감, 자살사고와의 관계를 살펴보고자 다음과 같이 연구문제와 연구모형을 선정하였다(<그림 1>).


<그림 1> 
연구모형

  • [연구문제 1] 우울과 불안, 자살사고 간에 자아존중감의 조절효과가 있는가?
  • [연구문제 2] 우울과 불안, 자살사고 간에 위축의 매개효과가 있는가?
  • [연구문제 3] 우울과 불안, 자살사고 간에 위축이 미치는 영향을 자아존중감이 조절하게 될 것인가?

Ⅱ. 선행연구 고찰

최근까지 연구되어 온 청소년의 자살사고를 높이는 요인을 살펴보면, 가정환경적 요인, 심리적 요인 및 학교환경적 요인으로 분류된다(김보영, 이정숙, 2009). 특히 우울 및 불안과 같은 심리적 요인은 자살사고의 주요한 요인이 된다(권석만, 1996; 김보영, 이정숙, 2009; 문동규, 김영희, 2011; Marshall, Galea, Wood, & Kerr, 2013). 따라서 본 연구는 개인에게 영향을 미치는 심리적 요인 중에서 우울과 불안, 위축, 자아존중감을 중심으로 살펴보았다.

1. 중학생의 우울과 불안, 자살사고의 관계

자살사고는 ‘죽음을 바라보는 일반적인 생각부터 구체적으로 자살 수단에 대한 생각’까지를 포함하고 있다(Reynolds, 1988). 살면서 누구나 일시적으로 ‘죽고 싶다’는 생각을 한 번쯤 하게 되고, 실제로 죽기 위한 구체적인 계획을 세우기도 하는 모든 생각까지를 의미한다(O'Carroll et al., 1996). 자살사고는 자살시도로 이어지고 자살사고가 더욱 심해지면 자살행동으로 연속적으로 이어진다(Nock et al., 2008). 이처럼 자살사고는 자살시도나 자살행동의 출발점이자 자살을 예측할 수 있는 주요 지표로 볼 수 있다(박경, 2005; 백승아, 2013; 이현경, 장창곡, 2012). 최근 연구에서 자살사고를 높이는 심리적 요인을 보면, 낮은 자아존중감이나(김성희, 김희숙, 2012; 이선희, 전종설, 2012), 분노(김종은, 이윤주, 2013; Deffenbacher et al., 2000)와 같은 부정감정과 비합리적 신념(구본용, 백승아, 2019; 서수균, 권석만, 2005b), 무망감(심미영, 김교헌, 2013)과 우울(강희양, 양경화, 2013; 심미영, 김교헌, 2013; 오혜진, 최희철, 2018; Lavoie et al., 2001)같은 부적응적인 감정으로 확인된다. 특히, 중학생의 미성숙한 정서와 인지 상태가 자살사고와 관련되고, 중2병이라 칭하는 중학생 시기에 쉽게 경험하는 심리적 갈등이 자살사고를 증가시키는 원인이 된다. 또한, 청소년은 불편감을 피하거나 의미있는 타인에게 도움을 요청하는 방법으로 자살이나 자해를 선택하기도 한다(구본용, 백승아, 2019; 이길홍, 1979). 이러한 청소년기의 자살사고 및 자살행동과 관련된 심리적 요인으로 우울과 불안을 들 수 있다.

우울과 불안은 따로 존재하지 않고 두 정서가 공존하는 경우가 많기 때문에 따로 구분하기 쉽지 않다(권석만, 1996). 기분이 울적하거나 슬프고, 불행하다고 생각하는 감정은 사춘기를 전후로 급격하게 증가하며, 이러한 우울증상은 청소년기에서 상당히 보편적으로 경험하는 것으로 보고되고 있고(Cantwell & Baker, 1991), 불안은 두려움, 불안정감, 흥분감, 공포와 같은 부정감정을 포함한 정동의 복합체로서 불쾌하게 느껴지며 회피하고 싶은 막연한 흥분상태로 간주된다(권석만, 1996). 또한, 불안은 사회불안장애로 발전될 수 있는 높은 유병률의 질환으로, 자살의 주요 원인인 우울증을 동반하기도 한다(안유석 외, 2016). 불안장애는 성인이 되기 전, 대개 12~13세 경에 조기 발병하며, 성인이 될수록 지속적으로 장해를 일으키며 반복되어 성인기의 삶에 큰 영향을 미친다(Acarturk, de Graaf, van Straten, Have, & Cuijpers, 2008; Fehm, Beesdo, Jacobi, & Fiedler, 2008; Wittchen & Fehm, 2003). 청소년의 우울과 불안은 정서적으로 과민한 경향을 보이며, 사회적으로 위축되면 사회적 기술을 습득하기 어려워 청소년기의 필수적인 발달이 저해되면 사회적으로 고립되며 자살사고로 이어질 수 있다(Beidel et al., 2007). 따라서 본 연구에서는 우울 및 불안을 개별적인 정서로 보지 않고 한 요인으로 범주화하였다.

2. 중학생의 우울과 불안, 자살사고 간 자아존중감의 영향

청소년 자살사고의 보호요인인 자아존중감은 자신에 대해 스스로 부여하는 가치평가이다(홍세희 외, 2016). 청소년이 자신을 긍정적으로 평가하면 자신이 처한 환경을 올바로 파악하게 되고, 그러면 환경의 변화에 적응하기가 쉬워진다. 반면, 자신을 부정적으로 평가하면 자신이 처한 환경을 부정적으로 인식하게 됨으로 부적응 문제를 유발하게 된다(Macinnes, 2006). 또한, 우울과 불안이 높으면 심리적으로 위축되고 일상생활에서 소극적인 태도를 보이게 되고, 활동 수준이 낮아져 미래에 대해 부정적인 사고를 하게 됨으로써 결국 자아존중감에도 부정적인 영향을 미친다(장신재, 김희수, 2019). 따라서 자아존중감을 높이는 것은 청소년의 심리적 적응을 돕고 부적응 문제를 극복하게 하여 도전을 받아들이는 능력을 강화해 자살사고를 완충한다는 점에서 중요한 보호요인에 속한다(홍나미, 정영순, 2012).

다수의 연구(박재연, 2010; Johnson, Wood, Gooding, Taylor, & Tarrier, 2011)에서도 자살사고의 보호요인으로 자아존중감을 보았다. 즉, 높은 수준의 자아존중감은 스스로 가치 있는 사람으로 간주하여 주어진 상황을 긍정적으로 인식하며 극단적인 행동을 시도하기보다 적응적으로 대처하기 때문에 자아존중감은 청소년 자살사고를 완화시키는 보호요인으로 작용하는 것이다(김보영, 이정숙, 2009). 이처럼 긍정적이고 높은 수준의 자아존중감을 가진 청소년은 우울과 불안 같은 심리적 어려움에 적절히 대처하고, 문제를 해결하기 위해 보다 긍정적인 대처방법을 사용한다(홍영수, 전선영, 2005). 따라서 본 연구에서는 중학생의 자살사고에 미치는 우울과 불안의 영향을 이처럼 자아존중감이 낮출 수 있는지 확인하고자 한다.

3. 중학생의 우울과 불안, 자살사고 간 위축의 영향

위축은 어떤 힘에 눌려 졸아들거나 기를 펴지 못하는 상태를 말한다. 이는 사회적 관계에서 우울과 불안이 있을 때 중학생에게 나타나는 내적인 심리적 특성으로, 중학생의 자살사고에 영향을 미치는 심리적 요인이 된다. 또한, 위축은 주변 환경에서 발생되어지는 압력으로 움츠려들게 하는 행동특성으로 자살사고에 영향을 미치는 요인으로 예측되고(이유나, 신소라, 2016), 심리적인 상태 혹은 외적인 표현을 의미하며 내재화된 형태로 측정이 용이하다(남석인, 남보영, 장은혜, 2014). 청소년은 학교폭력과 같은 물리적・심리적인 경험을 하게 되면 학교에 부적응하거나 위축을 경험하게 된다(윤소영, 유미숙, 2011). 즉, 우울과 불안이 해소되지 못할 경우, 우울이 중학생의 자살사고에 영향을 미치기도 하지만, 부적응적 상황으로 인해 위축이 자살사고에 영향을 미치고, 위축이 지속되면 자살 위험이 높아지게 되는 연쇄작용이 일어나게 되는 것이다(Rubenstein et al., 1989).

청소년이 또래와의 관계에서 자연스럽게 참여하지 못하고 고립되면 우울과 불안을 느끼게 되고, 그로 인해 더욱 위축되면 자살에 대한 위험성이 높아진다(Kandel, Raveis, & Davies, 1991; Rubenstein et al., 1989). 하지만 청소년을 대상으로 한 기존 연구에서는 탄력성, 사회적지지, 자아존중감과 같이 긍정적인 요인을 주요 매개변인으로 연구되었지만(박재연, 2010; 진혜민, 2013), 청소년의 심리 내적인 상태와 외적으로 표현되는 부정적인 요인을 포괄할 수 있는 강점이 있는 위축을 매개로 하는 연구는 매우 드물다. 따라서 본 연구는 중학생의 자살사고에 미치는 우울과 불안과 함께 위축이 미치는 영향을 확인하고자 한다.


Ⅲ. 연구 방법
1. 연구 대상

본 연구의 대상자는 전국의 청소년을 대상으로 한 한국복지패널조사 중에서 보건사회연구원이 2019년도에 제공한 13차년도 한국복지패널의 중학생 데이터를 활용하였다(한국보건사회연구원, 2019). 연구 대상자는 총 398명의 청소년 자료 중 무응답을 포함하여 불성실하다고 판단된 7부를 제외한 391명의 자료를 연구에 활용하였다. 성별 구분은 남자 청소년 190명(48.6%)과 여자 청소년 201명(51.4%), 학년 구분은 1학년 118명(30.2%), 2학년 139명(35.5%), 3학년 134명(34.3%)의 자료를 활용하였다.

2. 측정 도구
1) 우울과 불안 척도

우울과 불안을 측정하기 위해 Achenbach(1991)의 아동행동평가척도(Child Behavior Checklist)를 오경자, 이혜련, 홍강의, 하은혜(1998)가 우리나라 청소년에 맞게 번안하여 표준화한 아동 행동평가척도 중 우울과 불안을 한국복지패널조사에서 수정⋅보완하여 측정한 척도를 사용하였다. 우울과 불안의 응답 문항은 총 14문항으로 구성되어 있다. 3점 Likert(1=전혀 아니다~3=자주 그렇다)척도로 구성되어 있고, ‘나쁜 생각이나 나쁜 행동을 할까 두려워한다’, ‘자기가 가치가 없거나 남보다 못하다고 생각한다’, ‘불행하다고 생각하거나 슬퍼하고 우울해 한다’ 등의 문항으로 총점이 높을수록 우울과 불안 정도가 높은 것으로 해석할 수 있다(한국보건사회연구원, 2019). 본 연구에서 산출한 내적합치도(Cronbach's α)는 .873으로 나타났다.

2) 위축 척도

위축을 측정하기 위해 Achenbach(1991)의 아동행동평가 척도(Child Behavior Checklist)를 오경자, 이혜련, 홍강의, 하은혜(1998)가 우리나라 청소년에 맞게 번안하여 표준화한 아동 행동평가척도 중 위축을 한국복지패널조사에서 수정⋅보완하여 측정한 척도를 사용하였다. 위축의 응답 문항은 총 9문항으로 구성되어 있다. 3점 Likert(1=전혀 아니다~3=자주 그렇다)척도로 구성되어 있고, ‘수줍거나 소심하다’, ‘비활동적이고 행동이 느리며 기운이 없다’, ‘위축되서 남들과 어울리지 않으려고 한다’ 등의 문항으로 총점이 높을수록 위축 정도가 큰 것으로 해석할 수 있다(한국보건사회연구원, 2019). 본 연구에서 산출한 내적합치도(Cronbach's α)는 .795로 나타났다.

3) 자아존중감 척도

자아존중감을 측정하기 위해 Rosenberg(1979)의 자아존중감 척도와 Hernandez(1993)Sherer 등(1982)의 자기유능감 척도를 박현선(1998)이 재구성한 문항으로 한국복지패널조사에서 13개의 문항으로 수정⋅보완하여 측정한 척도를 사용하였다(한국보건사회연구원, 2019). 자아존중감의 응답 문항은 총 13문항으로 구성되어 있다. 4점 Likert(1=전혀 그렇지 않다~4=항상 그렇다)척도로 구성되어 있고, 9번부터 13번까지 5문항은 역코딩하였다. ‘나 자신을 좀 더 존중할 수 있으면 하고 바란다’, ‘내가 적어도 다른 사람만큼은 가치있는 사람이다’, ‘남들이 하는 만큼 뭐든지 할 수 있다’ 등의 문항으로 총점이 높게 측정될수록 자아존중감 수준이 높은 것으로 해석할 수 있다. 본 연구에서 산출된 내적 합치도(Cronbach's α)는 .919로 나타났다.

4) 자살사고 척도

자살사고를 측정하기 위해 Reynolds의 자살생각 질문지(Suicidal Ideation Questionaire)를 신민섭이 우리나라 청소년에 맞게 번안하여 표준화한 30개 문항 중 한국복지패널조사에서 6개 문항으로 수정, 보완하여 측정한 척도를 사용하였다(신민섭, 1992; Reynolds, 1988). 자살생각의 응답 문항은 총 6문항으로 구성되어 있다. 6점 Likert(0=전혀 없다, 1=지난 달 없다, 2=한 달 1번, 3=한 달 2~3번, 4=일주일 1번, 5=일주일 2~3번, 6=거의 매일)척도로 구성되어 있다. ‘자살을 할까 생각했다’, ‘나는 더이상 살아갈 이유가 없다고 생각했다’, ‘언제 자살할 것인가에 대해 생각해 봤다’ 등의 문항으로 총점이 높을수록 평소에 자살사고 횟수가 많은 것으로 해석할 수 있다(한국보건사회연구원, 2014). 본 연구에서 산출한 내적합치도(Cronbach's α)는 .972로 나타났다.

3. 자료 분석

본 연구의 자료는 IBM SPSS 22.0로 회귀분석 접근법으로 분석하였고, Process macro 프로그램을 사용하여 검증하였다. 첫째, 우울과 불안, 위축, 자아존중감, 자살사고의 신뢰도를 알아보기 위해 내적 합치도(Cronbach's α) 계수를 측정하였다. 둘째, 측정 변인의 최솟값, 최댓값, 평균, 표준편차를 기술통계로 분석하여 자료의 정상성을 검증하였다. 셋째, 측정 변인 간의 상관관계는 Pearson의 상관분석으로 살펴보았다. 넷째, Baron과 Kenny(1986)Muller, Judd와 Yzerbyt(2005)가 제안한 단계적 접근법으로 독립변수인 우울과 불안, 종속변수인 자살사고 간에 자아존중감의 조절효과와 독립변수인 우울과 불안, 종속변수인 자살사고 간에 위축의 매개효과를 검증하였다. 마지막으로, 우울과 불안, 자살사고 간을 위축이 매개하고, 우울과 불안이 위축을 거쳐 자살사고에 영향을 미치는 조절효과가 유의한 지에 관한 매개된 조절효과를 검증하기 위하여 Muller 등(2005)Baron과 Kenny(1986)의 방법을 확장한 검증방법으로 분석하였다.


Ⅳ. 연구결과
1. 주요 변인 간 상관관계

본 연구의 주요 변인인 우울과 불안, 위축, 자아존중감, 자살사고 간 상관관계를 확인하기 위해 Pearson의 상관관계분석과 기술통계 분석을 실시하였고, 그 결과는 <표 1>과 같다. 왜도는 절댓값 3, 첨도는 8 또는 10을 을 초과하면 극단적인 것으로 판단하는데, 본 연구의 측정 변인은 왜도의 절댓값(.27~1.83)이 2 이내, 첨도의 절댓값(.02~3.70)도 4 이내로 나타나 정규성 가정이 충족됨이 확인되었다. 우울과 불안은 위축(r=.67, p<01), 자살사고(r=.43, p<01)와 유의한 정적 상관을 보였고, 자아존중감(r=-.39, p<01)과는 유의한 부적 상관을 보였다. 위축은 자살사고(r=.36, p<01)와 유의한 정적 상관을 보였고, 자아존중감(r=-.38, p<01)과는 유의한 부적 상관을 보였다. 자아존중감은 자살사고(r=-.26, p<01)와 유의한 부적 상관을 보였다.

<표 1> 
주요 변인 간의 기술통계치 및 상관계수 (N=391)
변수 우울과 불안 위축 자아존중감 자살사고
우울과 불안 1
위축 .67** 1
자아존중감 -.39** -.38** 1
자살사고 .43** .36** -.26** 1
M 1.27 1.27 3.15 .33
SD .32 .33 .51 .72
왜도 1.83 1.72 -.36 -.27
첨도 3.70 3.48 .02 -.22
**p<.01

2. 우울과 불안, 자살사고 간에 자아존중감의 조절효과

우울과 불안이 자살사고에 영향을 미치는 데 있어, 자아존중감의 조절효과를 검증하기 위해, Baron과 Kenny(1986)가 제안한 위계적 회귀분석을 실시하였다. 회귀모형은 Step 1 (F=85.879, p<001), Step 2 (F=45.549, p<001), Step 3 (F=49.494, p<001)에서 모두 통계적으로 유의하게 나타났으며, 회귀모형의 설명력은 Step 1에서 18.1%(R2=.181), Step 2에서 19.0%(R2=.190), Step 3에서 27.7%(R2=.277)로 나타났다. Durbin-Watson은 1.872로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났고, 분산팽창지수(Variance Inflation Factor; VIF)는 1.000∼1.416으로 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단되었다.

회귀계수의 유의성 검증결과, Step 1에서는 우울 및 불안(β=.43, p<.001)이 정적으로 유의하게 나타났다. Step 2에서는 우울과 불안(β=.38, p<.001)이 정적으로 유의하게 나타났고, 자아존중감(β>=-.10, p<.05)은 부적으로 유의하게 나타났다. Step 3에서는 우울과 불안(β=.24, p<.001)이 정적으로 유의하게 나타났고, 상호작용항(우울과 불안×자아존중감)(β=-.34, p<.001)은 부적으로 유의하게 나타났다. 즉, 자아존중감은 우울과 불안이 자살사고를 높이는 영향을 낮춰주는 것으로 검증되었다.

<표 2> 
우울과 불안, 자살사고 간에 자아존중감의 조절효과 검증
Step 비표준화 계수 β t F R2(△R2)
B SE
1 우울과 불안 .31 .03 .43 9.267*** 85.879*** .181(.181)
2 우울과 불안 .28 .04 .38 7.749*** 45.549*** .190(.009)
자아존중감 -.08 .04 -.10 -2.111*
3 우울과 불안 .17 .04 .24 4.685*** 49.494*** .277(.087)
자아존중감 -.05 .03 -.07 -1.490
상호작용항 -.17 .02 -.34 -6.831***
***p<.001, *p<.05

다음, 우울과 불안, 자살사고의 사이에서 자아존중감의 조절모형 검증을 위해서 Process Macro에서 model 1을 이용하여 조절효과를 검증하였고, 결과는 <표3>과 같다. 조절효과 경로의 Process macro 결과값을 확인한 결과, 95% 신뢰구간 안에 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 매개효과가 유의한 것으로 확인되었다. 매개효과의 하한값은 -.3044, 상한값은 -.1684로 자아존중감은 부적인 조절효과를 보인다.

<표 3> 
자아존중감의 조절효과에 대한 Process macro 결과
경로 Effect boot SE 95% 신뢰구간
boot LLCI boot ULCI
우울과 불안 → 자아존중감 → 자살사고 -.2364 .0346 -.3044 -.1684

3. 우울과 불안, 자살사고 간에 위축의 매개효과

우울과 불안이 자살사고에 영향을 미치는 데 있어, 위축의 매개효과를 검증하기 위해, Baron과 Kenny(1986)가 제안한 위계적 회귀분석을 실시하였다. 우울과 불안을 독립변수, 위축을 매개변수, 자살사고를 종속변수로 설정하여 시행한 결과는 <표 4>와 같다. Step 1에서 우울과 불안(β=.67, p<.001)은 위축에 정적으로 유의한 영향을 주었고, 우울과 불안이 위축을 설명하는 설명력은 45.1%(R2=.451)로 나타났다. Step 2에서 우울과 불안(β=.43, p<.001)은 자살사고에 정적으로 유의한 영향을 주었고, 우울과 불안이 자살사고를 설명하는 설명력은 18.1%(R2=.181)로 나타났다. Step 3에서는 위축(β=.14, p<.05)은 자살사고에 정적으로 유의한 영향을 주어 매개효과가 있는 것으로 나타났고, 자살사고에 대한 설명력은 19.1%(R2=.191)로 나타났고, 독립변수인 우울과 불안(β=.33, p<.001)도 자살사고에 유의한 영향이 있는 것으로 나타났다. 따라서 우울과 불안, 자살사고 간에 위축은 부분 매개효과가 있는 것으로 나타났다.

<표 4> 
우울과 불안, 자살사고 간에 위축의 매개효과 검증
Step 독립변수 종속변수 비표준화 계수 β t F R2
B SE
1 우울과 불안 위축 .69 .04 .67 17.885*** 319.867*** .451
2 우울과 불안 자살사고 .97 .10 .43 9.267*** 85.879*** .181
3 우울과 불안 자살사고 .76 .14 .33 5.391*** 45.912*** .191
위축 .31 .14 .14 2.247*
***p<.001, *p<.05

다음, 우울과 불안이 위축을 통해 자살사고에 미치는 영향에 대한 매개모형의 검증을 위해서 Process Macro에서 model 4를 이용하여 매개효과를 검증하였고, 결과는 <표5>와 같다. 매개효과 경로의 Process macro 결과값의 95% 신뢰구간 안에 0을 포함하지 않으면 매개효과가 유의한 것으로 본다. 본 연구에서 매개효과의 하한값은 .0132, 상한값은 .0984로, 95% 신뢰구간에서 0의 값이 포함되지 않으므로 위축은 정적인 매개효과를 보인다.

<표 5> 
위축의 매개효과에 대한 Process macro 결과
경로 Effect boot SE 95% 신뢰구간
boot LLCI boot ULCI
우울과 불안 → 위축 → 자살사고 .0406 .0286 .0132 .0984

4. 자아존중감의 매개된 조절효과 검증

지금까지의 분석을 통해 우울과 불안이 자살사고에 미치는 영향 간에 자아존중감의 조절효과와 위축의 매개효과가 존재함을 확인하였다. 이러한 결과에 따라 우울과 불안, 자살사고 간에 위축이 미치는 영향을 자아존중감이 조절하는지 확인하기 위해 Muller 등(2005)이 Baron과 Kenny의 방법을 확장한 방법으로 매개된 조절효과를 검증하였다.4) 자아존중감의 매개된 조절효과를 검증한 결과는 <표6>과 같다. Step 1에서 우울과 불안(b=.17, p<.001), 우울과 불안, 자아존중감의 상호작용항(b=-.17, p<.001)이 유의하게 나타났다. Step 2에서는 우울과 불안(b=.20, p<.001), 자아존중감(b=-.05, p<.01)이 위축에 미치는 영향이 유의하게 나타났다. Step 3에서는 우울과 불안(b=.16, p<.01), 위축과 자아존중감의 상호작용항(b=-.09, p<.05)이 자살사고에 미치는 영향이 유의하게 나타났다. 즉, 우울과 불안이 많아지면 위축이 많아지지만, 위축이 자살사고에 미치는 영향력을 자아존중감이 조절하여 자살사고에 미치는 영향이 감소하게 된다.

<표 6> 
자아존중감의 매개된 조절효과 검증
Step 1
(자살사고)
Step 2
(위축)
Step 3
(자살사고)
b(β) t b(β) t b(β) t
우울과 불안 .17(.24) 4.685*** .20(.62) 13.943*** .16(.22) 3.371**
자아존중감 -.05(-.07) -1.490 -.05(-.14) -3.506** -.02(-.03) -.618
우울과 불안×자아존중감 -.17(-.34) -6.831*** -.00(-.00) -.081 -.08(-.16) -1.957
위축 .06(.08) 1.370
위축×자아존중감 -.09(-.20) -2.514*
***p<.001, **p<.01, *p<.05

이상을 정리한 결과는 <그림 2>와 같다.


<그림 2> 
자아존중감의 매개된 조절효과

이 효과를 좀 더 명확하게 하려고 Step 2와 Step 3 회귀방정식의 조절효과와 매개효과를 결합하여 종속변수 자살사고를 예측하는 최종회귀방정식을 도출하였다.

Y=0.172X-0.129Mo-0.100XMo+0.004Mo2+0.000XMo2

위의 식을 이용하여 자아존중감 수준에 따른 우울과 불안, 자살사고의 관계를 그래프로 나타내면 <그림 3>과 같다.


<그림 3> 
자아존중감(Mo)의 매개된 조절효과 그래프5)

본 연구에서의 조절변수인 자아존중감의 조절작용은 <그림 3>의 그래프에서 확인할 수 있듯이, 기본적으로 우울과 불안의 수준이 낮을수록 자살사고가 점차적으로 감소하는 형태이다. 조절변수인 자아존중감의 수준이 높아질수록 매개변수인 위축의 값이 낮아져서 우울과 불안이 자살사고에 미치는 영향이 급격히 감소하는 것으로 나타났다. 따라서 우울과 불안이 부정적일수록 위축이 커지고, 이로 인해 자살사고를 높이지만, 자아존중감이 많아지면 우울과 불안으로 커진 위축이 자살사고에 미치는 영향이 약해지는 것을 알 수 있다.


Ⅳ. 결론 및 논의

경제협력개발기구(OECD)국가들의 자살율은 2017년 인구 10만명당 11.9명이었지만 우리나라는 2배에 달하는 23.0명으로 세계 두 번째로 높은 수준이었다. 이 높은 자살률에서 주목할 만 것은 청소년의 자살률이다. 2018년 통계에 따르면 우리나라 청소년의 사망원인은 자살로 인구 10만명당 7.8명으로 나타났다. 특히, 우리나라 청소년들은 과도한 입시와 또래들과의 관계 및 예측할 수 없는 다양한 환경으로 인해 스트레스를 넘어선 극도의 우울감과 불안함을 통한 소외감을 가지고 살고 있다. 이러한 심리적 요인들로 삶의 의미가 좌절됐다고 인식할 때 자살생각에 이르게 된다(임소신, 2006).

본 연구는 중학생의 우울과 불안이 자살사고에 미치는 영향을 주는 과정에서 심리적 요인인 위축과 보호요인인 자아존중감이 어떻게 매개된 조절효과를 보이는지를 보고자 하였다. 이를 위해 선행 연구와 연구문제를 선정하고 가설적 연구모형을 설정하였다. 본 연구의 결과를 중심으로 정리하면 아래와 같다.

첫 번째, 우울과 불안, 자살사고 간에 자아존중감 효과를 확인한 결과, 자아존중감은 우울과 불안을 조절하여 자살사고를 감소시키는 것으로 나타났다. 다시 말하면 중학생에게 중요하게 작용되어지는 자아존중감이 심리적인 요소인 우울과 불안의 극단적인 자극을 감소시키는 데에 있어서 큰 영향을 미치는 것으로 해석되어질 수 있다. 이는 청소년의 피해경험과 우울이 자아존중감의 조절효과로 자살생각을 감소시키는 효과가 있는 연구결과(이응택, 이은경, 2016)와도 일치한다. 이처럼 자살사고로 이어지는 과정에서 자아존중감은 우울과 불안을 조절하는 효과가 있다는 것이 검증되었다.

둘째, 우울과 불안, 자살사고 간의 위축에 대한 매개효과를 본 결과 위축은 부분적인 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 구체적으로 우울과 불안은 위축과 자살사고를 증가시키는 유의한 결과를 보였으며 위축 또한 자살사고를 증가시키는 역할을 한다고 할 수 있다. 이는 임재현과 전동일(2019)의 우울과 위축의 매개효과를 통해 중학생의 자살사고에 미치는 영향에 관한 연구에서 우울이 자살사고에 높이는 영향을 한다는 연구결과와 일치한다. 또한, 김미예와 김정미(2013)의 연구에서 정신건강 요인인 우울, 불안 등이 자살사고에 영향을 미친다는 연구결과와도 일치했다. 이처럼 우울과 불안, 위축과 같은 심리적인 요인들이 자살사고에 부정적인 영향을 준다는 점을 시사한다.

셋째, 자아존중감의 조절효과 검증에서 조절변수인 자아존중감은 우울과 불안이 자살사고에 미치는 영향과 위축이 자살사고에 미치는 영향에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 우울과 불안이 높을수록 위축이 커진다는 것이고, 위축이 커지면 자살사고도 많아진다는 것을 의미한다. 반면, 자아존중감이 높으면 자살사고를 증가시키는 위축이 적어진다는 것을 의미한다. 이처럼 자기존중감과 같은 자기보호 능력을 키워 자살사고 및 자살행동을 예방하기 위한 방법으로 자기존중감을 높일 수 있어야 한다(안유석 외, 2016).

이와 같이 본 연구는 중학생의 우울과 불안, 위축을 조절하는 자아존중감의 매개된 조절효과를 살펴보았다. 특히, 본 연구는 위축을 매개로 하여 자살사고에 미치는 영향을 확인하려고 하였다는 점에서 의의가 있다. 이와 같은 결과를 반영하여 다음과 같은 제언을 통해 중학생들의 자아존중감을 향상시켜 자살사고의 감소가 이루어졌으면 한다.

첫째, 자아존중감을 높이기 위해서는 청소년들의 환경, 즉 가정과 학교 및 학원에 이르기까지 다양한 one-stop 체계를 구축하여 현재 다양하게 시행되고 있는 방식과 더불어 SNS를 통한 시스템이 만들어져야 할 것이다. 예를 들면, 정기적인 스마트폰 알림서비스를 통한 스트레스 해소 및 자아존중감 향상을 위한 동영상을 간단하게 구현할 수 있는 링크메시지가 방법이 될 수 있을 것이다.

둘째, 초등학교 고학년, 중학교 및 고등학교 학생을 대상으로 전국적으로 시행하고 있는 학생정서 행동특성검사 결과를 빅데이터로 구축하여 그 결과를 효과적으로 사용할 수 있는 방안을 찾아야 할 것이다. 아울러 구축한 자료를 형식적으로 결과만 분석하는 것이 아닌 실질적인 도움을 줄 수 있는 움직임이 있어야 할 것이다.

마지막으로 청소년의 환경요인인 학교에서 발생하는 다양한 스트레스 요인으로 인한 우울과 불안, 위축에 대한 제거요인을 파악하여 제거할 수 있는 실천적인 프로그램 개발의 투자와 적극적인 의지가 필요할 것이다.

중학생은 성인으로 가는 시작이며 본인의 정체성을 찾기 시작하는 중요한 시기이다. 따라서 그들의 자아존중감은 중요한 의미를 지닌다. 청소년기는 발달과정에서 가장 변화가 많고 정체성 및 가치관이 확립되는 시기이기도 하다. 자아존중감의 중요성은 청소년의 대인관계 스트레스가 자아존중감의 조절효과를 통해 자살생각에 미치는 영향에 대한 연구에서 자아존중감의 조절이 자살생각과 스트레스를 완화하는 연구결과에서도 확인할 수 있다(신영훈, 박선영, 2016).

본 연구의 한계와 후속연구에 대한 제언을 보면 첫째, 2019년 공개된 13차년도 한국복지패널에 의한 자료로써 참가한 중학생이 총 391명이라는 점에서 표본수에 대한 한계가 있다고 하겠다. 둘째, 중학생은 아동기에서 청소년으로 넘어가는 단계이기 때문에 다양한 변화와 환경에 민감한 시기임을 인식하고 청소년의 자살에 영향을 미치는 보호요인과 위험요인 등을 탐색하여 극단적인 사고를 예방할 수 있는 지속적인 후속연구가 진행되어야 할 것이다.


Notes
4) 이 방식은 3개의 단계(Step 1-3)를 하나씩 순서대로 검증하는 방식으로, 1단계에서 독립변수와 조절변수의 상호작용항이 유의하여야 한다. 2단계에서는 독립변수와 조절변수의 상호작용항이 유의하거나 독립변수가 매개변수에 주효과가 유의해야 한다. 3단계에서는 매개변수나 매개변수와 조절변수의 상호작용항이 유의해야 한다(정선호, 서동기, 2016).
5) 조절 효과를 확인하는 방법은 조절변수의 값이 커질 때, 독립변수가 종속변수에 미치는 영향에 대하여 어떤 조절작용을 하는지에 대해 평가하는 것이다(이일현, 2016). 본 연구의 조절변수인 자아존중감(Mo)의 값을 1로 고정한 후의 종속변수의 값을 기준으로 2, 3, 4, 5로 증가시킨 후의 종속변수의 값을 확인하였다.

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