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우울증이란 2주 이상 일상생활에 지장이 있을 정도의 슬픔이나 절망감을 경험하는 것을 말한다(National Center for Mental Health, 2018). 2015년 국민건강영양조사에 따르면, 만 19세 이상 성인의 13%가 우울감을 경험하고 있는 것으로 나타났으며, 2013년 대비 2.7% 증가하였다. 또한 성인 우울증의 유병률은 만성질환 1, 2위인 고혈압(27.8%, 2015년 기준), 당뇨병(9.5%, 2015년 기준)과 비교할 때 고혈압 다음으로 높으며(National Center for Mental Health, 2018), 외국보다 높은 것으로 나타났다. 우울은 개인적으로 신체적, 정신적 안녕에 영향을 미치고 삶의 질을 저하시킬 뿐만 아니라, 자살의 위험 증가, 생산성 상실 등으로 인해 사회경제적으로 부담을 초래한다(Park & Lee, 2013). 더욱이 우리나라는 2013년 이후 자살률이 감소추세를 보이고 있으나 여전히 OECD 국가 중 가장 자살률이 높은 국가로서(National Center for Mental Health, 2018) 우울과 자살의 관련성이 높은 점을 고려할 때, 우울에 대한 적극적인 관리와 개입이 필요하다.

우울은 대상자의 인구사회학적 특성, 건강 관련 특성, 심리적 특성 등 다양한 요인에 의해 영향을 받는 것으로 보고되고 있다(Jang & Choi, 2019; Park, Jun, & Kim, 2015). 구체적으로 우울은 성별, 연령, 결혼상태, 경제적 수준, 직업유무, 종교, 주관적 건강상태, 스트레스 등에 의해 영향을 받는 것으로 나타났으며(Lee & Noh, 2019; Park et al., 2015), 이 중 스트레스는 우울의 주요 요인으로 많은 선행연구에서 제시되고 있다(Lee & Noh, 2019; Park et al., 2015). 스트레스와 우울의 관계는 부정적인 생활사건 스트레스의 지속적인 노출이 우울을 유발한다는 스트레스 노출 모델(Cole, Nolen-Hoeksema, Girgus, & Paul, 2006)에 근거하고 있다. 또한 선행연구에서는 스트레스가 대상자의 연령이나 특성에 따라 스트레스의 정도나 영역의 차이가 있을 수 있다는 가정 하에 청소년(Jeong, 2019), 노인(Park & Lee, 2013) 등의 취약계층을 중심으로 스트레스와 우울 간의 관계를 알아보는 연구가 주로 이루어져 왔다. 성인은 직업, 결혼, 양육 등의 과업을 달성하는 시기로 직장생활이나 가정생활에서 받는 스트레스가 많은데, 2018년 사회조사(Korean Social Trends, 2018)에 따르면, 19세 이상 성인이 받는 스트레스 1위는 직장 스트레스이었으며, 그 다음으로 가정 스트레스인 것으로 나타났다. 또한 스트레스 정도는 연령에 따라 증가하여 성인 40대에서 스트레스가 가장 심하고 이후 65세 이상 노인에서 뚜렷이 감소하는 경향을 보이는 등 성인의 스트레스 정도가 가장 심한 것으로 나타났다(Korean Social Trends, 2018). 이렇듯 성인이 다른 집단에 비해 상대적으로 스트레스가 취약함에도 불구하고, 성인 전체를 대상으로 한 연구는 미흡한 실정이다.

스트레스 과정 모델(Pearlin, Lieberman, Menaghan, & Mullan, 1981)에 따르면 스트레스로 인한 심리적 문제는 스트레스의 단일요인에 의해 영향을 받기 보다는 사람들 각각의 다양한 내·외적 요인과의 과정을 통해 영향을 받는다고 보고 있다. 이러한 내·외적 요인이 매개요인에 해당하며, 주로 자아존중감, 자아통제감, 사회적 지지 등이 포함된다. 이 중 자아존중감은 일부 선행연구(Kim, H., 2014)에서 스트레스와 우울 간의 관계를 매개하는 주요요인으로 보고되고 있다. 즉 자아존중감은 개인의 안정된 성격변인으로 보는 관점보다는 상황에 따라 변동될 수 있는 가변적인 변인으로서 부정적인 스트레스 경험이 자아존중감을 저하시키면서 우울을 유발한다고 보고 있다. 그러나 이러한 스트레스-자아존중감-우울 관계 연구들이 주로 청소년(Kim, H., 2014)을 대상으로 이루어져 스트레스의 정도와 노출이 많은 일반 성인의 경우에도 스트레스 상황이 자아존중감을 통해 우울에 영향을 미치는지 확인이 필요하다.

한편, 성인에서 삶의 의미는 중요한 개념이다. 삶의 의미와 정신건강과의 관계에 관한 메타분석 연구에 따르면(Yoo, Park, Kim, & Cho, 2014), 청소년, 대학생, 노년기, 성인기 중 성인기의 삶의 의미가 정신건강과 가장 큰 관련이 있는 것으로 나타났다. 즉 삶의 의미가 높을수록 행복감 등의 긍정적인 심리적 안녕감이 높고, 삶의 의미가 낮을수록 불안이나 우울 등의 부정적 정서와 관련이 있었다. 이러한 결과는 성인 우울을 예방하기 위해 삶의 의미를 높여주는 것이 중요함을 시사하고 있다. 또한 삶의 의미와 관련된 소수의 연구(Kwon & Cho, 2019; Lee & Noh, 2019)에서 삶의 의미는 스트레스와 정신건강과의 관계에서 매개역할을 하며, 자아존중감이 삶의 의미에 영향을 주는 것으로 나타났다. 이와 같이 삶의 의미는 우울에 직접 또는 간접적인 영향을 미치는 중요한 변수인 것으로 보이나, 성인의 경우 스트레스에 대해 삶의 의미가 매개를 하여 우울에 영향을 미치는지에 대한 연구는 찾기 어려웠다. 따라서 성인의 스트레스와 우울과의 사이에서 삶의 의미의 매개효과를 검증하는 것은 의미가 있을 것이다.

본 연구의 목적은 성인의 스트레스가 우울에 영향을 미치는 과정에서 자아존중감과 삶의 의미의 매개효과를 검증함으로써, 성인 우울의 중재방안을 제공하는데 있다.

본 연구는 성인의 스트레스가 자아존중감, 삶의 의미를 매개로 우울에 미치는 영향을 알아보기 위한 서술적 상관관계 조사연구이다. 선행연구를 바탕으로 한 본 연구의 가설적 모형은 Figure 1과 같다. 즉 a1, a2, a3, b1, b2, c1 경로는 각 변수 간의 직접효과를 보여주는 것이다. A는 스트레스에서 우울 간의 사이에서 자아존중감의 매개효과를 위한 경로이며, B는 삶의 의미의 매개효과를 위한 경로이다. 또한 C는 스트레스와 우울 간의 사이에서 자아존중감과 삶의 의미의 연속 매개효과를 위한 경로이다.

Figure 1. 
Path diagram of the serial mediating effects of self-esteem and meaning in life on the relationship between stress and depression.

본 연구대상자는 전라도와 수도권 지역에 거주하는 만 19세 이상 64세 이하의 성인으로 의사소통이 가능하며 자발적으로 연구참여에 동의한 자를 대상으로 편의추출 하였다. 대상자 수는 G*Power 3.1.6 프로그램을 이용하였으며 다중회귀분석을 위한 중간효과크기 .15, 유의수준 .05, 검정력 .95, 예측변인 3개로 하여 119명으로 산출되었다. 탈락률을 고려하여 총 166명에게 설문조사를 실시하였으며, 이 중 응답이 미비한 총 4부를 제외하고 162부의 자료를 분석에 사용하였다.

자료수집은 2018년 3월 29일부터 4월 20일까지 이루어졌다. 설문조사는 사전교육을 받은 보조연구원들이 대상자들이 밀집된 거리나 마트 등에서 설문조사 참여에 자발적으로 동의를 한 성인을 대상으로 이루어졌다. 보조연구원은 설문조사 전에 대상자들에게 연구목적, 설문내용, 진행절차, 설문작성 소요시간, 자발적 참여와 철회 가능 여부, 연구자료 처리 방법과 용도, 비밀 보장 등에 대해 설명한 후, 연구동의서에 대상자의 서명을 받은 후 설문조사를 시행하였다. 설문지는 대상자가 직접 기입하도록 하였으며, 설문시간은 평균 20분 정도 소요되었다.

수집된 자료는 SPSS/WIN 25 프로그램을 이용하여 대상자의 인구학적 특성, 스트레스, 자아존중감, 삶의 의미 및 우울의 정도를 실수, 백분율, 평균, 표준편차로 분석하였다. 대상자의 인구학적 특성에 따른 우울의 차이는 independent t-test, one way ANOVA로 확인하였고, Scheffé 사후 검정을 실시하였다. 스트레스, 삶의 의미, 자아존중감, 우울 간의 관계는 Pearson’s correlations coefficient로 분석하였다. 주요 변수들의 정규성 검정은 Kolmogorov-Smirnov, 왜도 및 첨도로 분석하였다.

매개효과 검증은 Hayes (2013)에 의해 개발된 The PROCESS macro for SPSS를 이용하여 회귀분석을 실시하였다. 이 프로그램은 최소자승법(Ordinary Least Squares, OLS)이나 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation, MLE)을 통해 직접효과와 간접효과를 한 번에 분석할 수 있는 장점이 있다. 또한 The PROCESS macro는 자료의 정규성 가정이 충족되지 않는 경우에 사용할 수 있는 비모수분석방법이다. 본 연구에서 주요변수들의 Kolmogorov-Smirnov 정규성 검정 결과 모두 유의수준 0.05보다 작은 것으로 나타나 정규성 가정을 충족하지 않았다. 따라서 Hayes (2013)에 의해 제시된 76개의 경로모델 중 독립변수와 종속변수 관계에서 2개의 매개변수 효과를 동시에 검증하는 모델 6을 적용하여 분석하였다.

매개효과의 통계적인 유의성은 Bootstrapping 방법을 이용하였다. Bootstrapping은 정규분포를 가정하지 않기 때문에 작은 표본 수에도 효과적으로 검증할 수 있으며, 동시에 2개 이상의 매개변수 검증이 가능하다(Hayes, 2013). Bootstrapping은 모집단으로 추출된 표본을 가상의 모집단으로 설정하여, 이로부터 반복적으로 표본을 추출하여 분석하는 통계기법으로서, 이를 위해 본 연구에서는 10,000번의 bootstrap 표본으로 percentile 95% 신뢰구간(confidence interval, Boot lower limit-Boot upper limit)을 구하였으며, 양 신뢰구간의 ‘0’ 포함여부를 확인하였다.

본 연구의 대상자 동의서에 설문이 강제성을 띄지 않고 대상자의 동의하에 진행하며 원하지 않으면 언제든지 참여 중단이 가능하다는 점을 기술하였고, 조사를 통해 수집된 모든 개인정보와 응답내용은 비밀을 보장할 것이며 익명으로 전산처리 되며 연구목적 이외에 다른 목적으로는 사용되지 않는다는 내용을 포함하였다. 대상자는 설명문을 읽고 자발적으로 동의한 경우 직접 서명하였으며, 연구대상자의 익명성을 위하여 각각의 설문지에 고유번호를 부여하여 자료를 분석하였다.

대상자의 연령은 평균 49.49±10.70세이었으며, 성별은 여성이 57.4%(93명)로 많았다. 배우자가 있는 경우는 71.0%(115명)이었으며, 11.1%(18명)가 혼자 거주하고 있는 것으로 나타났다. 종교는 유교가 56.2%(91명)이었고, 교육수준은 71.0%(115명)가 대학 졸업 이상이었으며, 88.9%(144명)가 직업을 가지고 있었다. 음주여부는 48.8%(144명)가 ‘전혀 안함’, ‘1~2회/주’는 39.5%(64명)이었으며, 흡연은 83.3%(175명)가 현재 흡연을 하지 않는 것으로 나타났다. 운동정도는 일주일에 1~2회로 응답한 대상자가 42%(68명)로 가장 많았고 질병을 가지고 있는 경우는 73.5%(119명)이었다. 대상자의 인구학적 특성에 따른 우울은 배우자유무(t=2.18, p=.031)에서만 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(Table 1).

대상자의 스트레스 정도는 평균 1.94±0.64점(5점 만점), 자아존중감 정도는 2.95±0.39점(4점 만점), 삶의 의미는 5.35±1.04점(7점 만점), 우울은 13.28±8.45점(60점 만점)으로 나타났다(Table 1).

대상자의 스트레스는 자아존중감(r=-.35, p<.001), 삶의 의미(r=-.25, p=.002)와 음의 상관관계가 있었으며, 자아존중감은 삶의 의미와 양의 상관관계가 있었다((r=.29, p<.001). 대상자의 우울은 스트레스(r=.67, p<.001)와 양의 상관관계가 있었으며, 자아존중감(r=-.55, p<.001)과 삶의 의미(r=-.31, p<.001)와는 음의 상관관계가 있는 것으로 나타났다(Table 2).

대상자의 스트레스가 자아존중감과 삶의 의미를 통해 우울에 미치는 직·간접효과를 알아보기 위해 연속다중매개모형을 검증한 결과는 다음과 같다. 매개효과 분석 전 일반적 특성 중 배우자 유무는 종속변수인 우울 정도 차이가 통계적으로 유의하게 나타나 통제변수로 처리하였다. The PROCESS macro 분석을 위해 독립변수들 간의 다중공선성을 확인하였으며, 분석결과 상관계수 절대값이 .25~.67으로 0.8 이상이고, 공차한계 .84~.86로 0.1 이상, 분산팽창지수 1.12~1.20로 10 이하 기준을 충족하고 있어 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다. 가설 모형의 총 설명력은 49%로 나타났으며 통계적으로 유의하였다(F=37.84, p<.001).

자아존중감에 대한 스트레스의 직접효과는 통계적으로 유의하였으며(a¹: B=-0.15, SE=0.05, t=-3.13, p=.002), 삶의 의미에 대한 스트레스(a²: B=-0.12, SE=0.12, t=-0.98, p=.329), 자아존중감(a³: B=0.29, SE=0.21, t=1.40, p=.164)의 직접효과는 유의하지 않았다. 우울에 대한 자아존중감(b¹: B=-7.09, SE=1.27, t=-5.59, p<.001), 스트레스(c′: B=6.75, SE=0.76, t=8.87, p<.001)의 직접효과는 통계적으로 유의하였으나, 삶의 의미(b²: B=-0.28, SE=0.49, t=-0.57, p=.570)는 유의하지 않았다.

대상자의 스트레스와 우울 간의 관계에서 자기존중감과 삶의 의미의 매개효과를 bootstraping으로 검증한 결과, 자아존중감은 매개효과가 유의하였고(a¹b¹: B=1.04, 95% CI=.27 to 1.85), 삶의 의미는 유의하지 않았다(a²b²: B=0.03, 95% CI=-.14 to .27). 또한 대상자의 스트레스와 우울 간의 관계에서 자아존중감과 삶의 의미의 연속매개효과도 통계적으로 유의하지 않았다(a¹a³b²: B=0.01, 95% CI=-.03 to .13)(Table 3). 본 연구결과를 토대로 한 연구의 최종 결과모형은 Figure 2와 같다.

Figure 2. 
Final path diagram of the mediating effects of self-esteem and meaning in life on the relationship between stress and depression.