Ⅰ.서론

식품의약품안전처가 전국 17개 시․도에 거주하는 만 15세 이상 남녀 2천 명을 대상으로 실시한 2013년 주류 소비․섭취 실태조사에 따르면, 음주 경험자 중 고위험 음주를 경험한 자의 비율은 2012년 68.2%에서 2013년 82.5%로 증가했다. 연령대별로 2012년/2013년 고위험 음주 경험 비율 은 10대 26.7%/66.0%, 20대 75.4%/86.7%, 30대 69.1%/86.5%, 40대 66.5%/85.6%, 50대 60.1%/80.5%, 60대 51.7/77.1%로 나타나 그 증가율이 10대 청소년층 39.3%를 정점으로 20대 11.3%, 30대 17.4%, 40대 19.1%, 50대 20.4%, 60대 25.4%로 감소하고 있지만 연령대별 고위험 음 주 경험 비율은 여전히 높은 상태인 것으로 나타났다. 고위험 음주란 소주의 경우 20도 1잔(50ml) 기준으로 남성은 8잔 이상, 여성은 5잔 이상 섭취하는 것을 말한다. 실제로 우리 국민의 1회 평균 음주량은 소주의 경우 20도 1잔(50ml) 기준으로 남성은 7.8잔, 여성은 4.5잔으로 국민들이 생각하 는 적정 음주량(남성 4.6잔, 여성 3.2잔)보다 많았다. 이는 WHO가 제시한 고위험 음주량인 순수 알 코올 기준 남성 60g, 여성 40g 이상으로 20도 1잔(50ml) 기준으로 남성 8잔, 여성 5잔과 유사한 양 이다. 또한 맥주의 경우 1잔(200ml) 기준으로 남성은 6.5잔, 여성은 4.7잔을 마시는 것으로 드러났 다. 이 또한 국민들이 생각하는 적정 음주량(남성 4.9잔, 여성 3.8잔) 및 WHO가 제시한 저위험 음 주량(남성 5.6잔, 여성 2.8잔)보다 많은 양이다.

흔히 음주와 건강은 밀접한 상관성이 있다고 한다. 하지만 음주와 건강관련 실증 연구들은 상반되게 나타난다. 실제로 가벼운 음주나 적절한 음주는 심혈관 질환^[26]을 감소시켜 건강에 도움을 준 다는 연구^[38]가 있는 반면, 과도한 음주는 알코올성 치매나 태아 발달 이상^[10]을 증가시켜 건강에 부 정적인 영향을 미친다는 연구^[27]도 있다. 게다가 문제음주는 건강에 직접적인 손실뿐만 아니라 상해 나 자살시도^[34], 공격적인 행동^[31]이나 범죄행위 유발^[40] 등 간접적 손실을 유발한다는 연구도 있다.

최근 국내외에서 문제음주에 미치는 선행요인에 대한 연구들이 지속적으로 이루어지고 있다^{[6, 11,12, 13, 14, 16, 36, 41, 43]}. 실제로 한 종단연구^[41]는 낮은 자아존중감이 문제음주의 위험인자로 작용할 수 있다는 선행연구^[16]에 주목하여 청소년들의 자아존중감의 발달궤적이 문제음주를 포함한 문제행동 을 유의하게 예측할 수 있는 잠재성장모델을 적용하여 이를 검증함으로써 문제음주 예방프로그램을 실천하는 데 있어 자아존중감에 대한 적극적인 개입이라는 증거기반을 제공하였다. 또한 제한적이 지만 이를 중년층에 적용한 종단연구는 문제음주가 비빈곤가구에서 중년 여성의 자아존중감을 낮추 는 것으로 보고하고 있고^[14], 또한 교차분석연구는 문제음주와 중년 여성의 자아존중감 간의 부적 관계를 보고하고 있다^[13]. 게다가 노인을 대상으로 한 또 다른 횡단연구는 문제음주와 자아존중감 간의 유의한 부적 관계가 비빈곤 노인집단에서만 나타나는 보고하고 있다^[11].

따라서 본 연구는 이러한 선행연구들의 제한점에 주목하여 2006년(1차)부터 2014년(9차)까지의 한국복지패널 격년차 자료를 근거로 (조기)퇴직의 압박을 강요받는 등 노동시장 유연화를 추구하는전환기적 노동시장 상황과 이에 상호작용하는 삶의 방식과 맞물려 나타나는 현상의 하나로 베이비 부머의 자아존중감이 문제음주를 어떻게 변화시켰는지를 종단자료 분석을 통해 확인함으로써 사회 복지적 함의를 도출하고자 한다. 즉 문제음주요인과 자아존중감요인을 중심으로 문제음주요인 잠재 성장모델 분석을 실시하여 문제음주요인의 변화에 영향을 미치는 변인들과 인과관계를 분석하고자 한다. 이러한 연구 목적을 달성하기 위해, 먼저, 2006년(1차)부터 2014년(9차)까지 격년차의 문제음 주요인, 자아존중감요인의 초기치와 변화율의 잠재요인을 검증하기 위해 무조건 모델을 설정하여 최적모형을 도출할 것이다. 둘째, 발달과정에 영향을 미치는 예측변수(gender)를 투입하여 초기치 요인과 변화율 요인에 미치는 요인을 찾아내기 위해 조건적 잠재성장모델 분석을 실시할 것이다. 셋 째, 문제음주요인과 자아존중감요인의 잠재성장곡선 간 인과모델 분석을 실시할 것이다. 끝으로, 잠 재성장모형에서의 집단(gender) 간 비교를 실시할 것이다.

Ⅱ.이론적 배경

1.문제음주

문제음주란 음주관련 문제를 야기하는 다양한 음주행위를 총칭하는 말이다. 여기에서 음주관련 문제는 절제된 음주행위가 아니라 알코올남용이나 알코올의존과 같은 알코올장애를 야기할 수 있는 비 절제된 음주행위를 의미할 뿐만 아니라^[14] 음주로 인해 자신이나 주변의 타인에게 신체적, 심리적, 경제적 및 사회적으로 미치는 부정적 영향을 의미한다^{[18, 39]}. Osgood, Wood & Parham^[29]은 스트레 스반응이론으로, Kaplan^[17]은 스트레스대처이론으로 문제음주를 설명하고 있는데, 예컨대 정상적인 노화과정에서 나타나는 일상생활에서의 급격한 변화, 가족이나 친구로부터의 애착이나 사회참여 및 사회활동의 쇠퇴, 전통적인 역할이나 지위 상실, 사회적 박탈 등 외상적 사건이나 사회적 상황과 상 호작용하는 삶의 방식과 마주치게 되면서 스트레스를 경험하게 되고, 이에 반응하거나 대처하기 위해 문제음주를 하게 된다는 이론이다^[18]. 반면, McCrady & Langenbucher^[21]는 가족구성원이나 친구의 구체적인 태도나 행동이 알코올남용을 유발하고 지속시킨다는 사회학습이론으로 문제음주를 설명하 고 있다. 또 다른 연구자들은 슬프기도 하지만 우울하기 때문에 울적함이나 분풀이를 해소하거나 우 울을 감소시키는 대안^[23]으로, 혹은 일상생활에서의 소외감이나 난제에 대한 회피적 대처기제나 자가 치료의 일환이나 고독감이나 우울을 해소하기 위한 대안^[3]으로 문제음주를 설명하기도 한다^[18].

하지만 문제음주의 부정적 결과는 여기에서 더 나아가 알코올중독으로 이어질 경우 모든 일상사를 포기하고 일상시간 대부분을 음주에 몰입하거나 취한 상태로 허비하게 된다는 것이다^[18]. 게다가문제음주는 직접적으로 대뇌에도 영향을 미쳐 기억력, 판단력, 사고력, 집중력, 의사결정에서의 장 애뿐만 아니라 간접적으로 자살시도^[34], 공격적인 행동^[31]이나 범죄행위^[40]를 야기한다는 점에서 더 욱더 그 심각성이 부각될 필요가 있다. 특히 이러한 장애가 만취했을 때에만 나타나는 것이 아니라 습관성 음주일 경우 중추신경계에 영구적인 이상을 야기하여 비음주 상태에서도 판단력이나 기억력 이 저하되는 알코올성 치매로 발전할 수 있다는 것이다^[9]. 이처럼 문제음주는 각종 간질환이나 심혈 관질환 등 신체적 질환은 물론 중추신경계에 손상으로 인한 동작이나 인지기능 쇠퇴, 알코올성 치매 등 정신과적 문제를 유발함으로써 가족들에게 정신적, 경제적 부양부담을 야기할 뿐만 아니라 향후 자신의 삶의 질에도 부정적인 영향을 미치게 된다는 것이다^[18]. 게다가 문제음주는 사회적 의료비용 증가 요인으로 작용할 수 있기에 지역사회 차원에서 문제음주에 대한 관심과 선제적 대응이 강구될 필요가 있다^{[18, 43]}.

2.베이비부머의 문제음주와 자아존중감

중년기는 인생 역정 상 전환기^[8]로 새로운 외부환경의 요구, 가족체계에서 역할이나 지위변화, 자아의 충동 등에 의해 갈등과 불균형이 나타나는 시기이다^[30]. 실제로 중년기에서 노년기로 접어들고 있는 남성 베이비부머의 경우, 중년기에는 급격하게 가치관, 가족구조, 사회구조가 변하면서 신체 적, 심리사회적으로 많은 변화를 경험하였고, 또한 노년기에 접어들면서 (조기)은퇴하였거나 은퇴를 준비하는 과정에서도 가정과 사회에서 핵심적 역할을 수행하였거나 여전히 수행해오고 있다. 하지 만 이들이 경험하였거나 경험하고 있는 사회적 상황과 상호작용하는 삶의 방식, 즉 가족이나 사회생 활에서 직면하게 되는 과도한 스트레스나 부적응이 내재화된 자아존중감과 상호작용함으로써 문제 음주에 노출될 가능성이 높다고 한다^[18]. 반면, 중년 여성은 중년 남성과는 다르게 가정불화, 정신적 스트레스, 강박적인 행동, 아동기의 학대경험, 전통적인 여성성에 대한 과도한 집착, 낮은 자아존중 감 등 주로 심리적 요인에 의해 문제음주에 쉽게 노출된다고 한다^{[11, 43]}. 게다가 무엇보다도 심각한 상황은 중년 여성의 경우 전통적으로 음주가 금기시되는 우리사회에서 문제음주가 나타나거나 문제 음주를 자가 인식한다고 해도 사회적 낙인이나 편견, 무관심으로 인해 주변의 도움을 스스로 거부하 고 방치함으로써 치료의 사각지대에 빠질 수 있다는 것이다^{[13, 18]}.

최근 문제음주에 미치는 선행요인으로 자아존중감이 관심을 받으면서 문제음주와 자아존중감이관련된 연구들이 이루어지고 있다^{[11, 14, 16, 41]}. 실제로 한 종단연구^[41]는 문제음주에 있어 낮은 자아존 중감이 문제음주의 위험인자로 작용할 수 있다는 선행연구^[16]에 주목하여 청소년들의 자아존중감의 발달궤적이 문제음주를 포함한 문제행동을 유의하게 예측할 수 있는 잠재성장모델을 적용하여 이를 검증함으로써 문제음주 예방프로그램 실천에 있어 자아존중감에 대한 적극적인 개입이라는 증거기 반을 제공하였다. 또한 제한적이지만 이를 중년층에 적용한 종단연구는 문제음주가 비빈곤가구에서 중년 여성의 자아존중감을 낮추는 것으로 보고하고 있고^[14], 또한 교차분석연구는 문제음주와 중년 여성의 자아존중감 간의 부적 관계를 보고하고 있다^[13]. 게다가 중년노인을 대상으로 한 또 다른 횡 단연구는 문제음주와 자아존중감 간의 유의한 부적 관계가 비빈곤 노인집단에서만 나타나는 것으로 보고하고 있다^[11]. 따라서 이러한 선행연구의 제한점에 주목하여 중년기에서 노년기에 접어들고 있 는 남성 및 여성 베이비부머의 내재화된 자아존중감과 문제음주 간의 변화 양상을 자세하게 들어다 볼 필요가 있다.

Ⅲ.연구방법

1.조사대상 및 자료수집

본 연구의 자료는 보건복지부의 의뢰를 받아 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소가 빈곤층, 근로빈곤층, 차상위층의 규모와 복지실태 변화를 동태적으로 파악하여 정책지원에 기여 함을 목적으로 설문조사하여 구축된 한국복지패널 자료이다. 본 연구는 1차년도(2006년)부터 9차년 도(2014년) 복지패널자료까지 지속적으로 참여해온 1955년부터 1963년까지 출생한 베이비부머 1,346명의 격년차 자료를 활용하였다.

2.측정도구

1)문제음주

본 연구에서는 알코올 중독자의 선별도구로 국내․외에서 널리 활용하고 있는 4개 문항으로 구성된 문제음주 진단척도인 CAGE척도를 적용하였다. 이 CAGE척도는 “술을 줄여야 한다고 느낀 적이 있다(Cut down)”, “술로 인해 다른 사람들로부터 비난받는 것을 귀찮아하고 있다(Annoyed)”, “술을 계속 마시는 것이 나쁘다고 느끼거나 죄책감을 느낀 적이 있다(Guilty)”, “숙취를 제거하거 위해 아 침에 해장술을 마신 적이 있다(Eye-opener)” 등 4개 문항의 약자로서 그 답변이 ‘예(1)’ 혹은 ‘아니 오(0)’로 간명하게 구성되어 있다. 4개 문항의 합산 점수가 높을수록 문제음주로 의심될 수 있다. 본 연구에서 연차별 Cronbach's ɑ는 .694, .725, .687, .669, .664이었다.

2)자아존중감

본 연구에 사용된 Rosenberg^[33]의 자아존중감 척도는 긍정적 자아존중감을 묻는 5문항, 부정적자아존중감을 묻는 4문항 그리고 중립적 자아존중감을 묻는 1문항 등 총 10문항, 4점 Likert 척도 (1=대체로 그렇지 않다, 2=보통이다, 3=대체로 그렇다, 4=항상 그렇다)로 구성되어 있다. 부정적 문항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 자아존중감의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 연차별 Cronbach's ɑ는 .763, .745, .716, .727, .758이었다.

3.분석방법

조사대상자의 인구사회학적 특성과 주요 변수의 특성을 살펴보기 위해 SPSS 20.0 프로그램을 이용하여 기초통계분석을 실시하였다. 그리고 조사대상자의 주요 변수의 시간대별 변화 형태와 변화 함수 예측요인은 Amos 20.0을 적용하여 잠재성장모델 분석하였다. 잠재성장모델 분석은 세 번 또 는 그 이상의 종단자료나 패널자료에 대해 집단의 평균이나 개인에 대한 변화량을 검증하는 연구 방법^[7]으로 어떤 변인의 변화 경향을 분석할 때 유용하게 적용할 수 있으며, 2단계로 분석이 진행 된다[20]. 첫 번째 단계는 무조건 모델 분석 단계로 일정기간 동안 성장곡선을 측정한 다음 성장곡선 의 초기치와 변화율을 산출할 수 있다. 두 번째 단계는 조건 모델 분석 단계로 첫 번째 산출한 잠재 요인의 초기치와 변화율에 미치는 요인을 확인할 수 있다. 이러한 분석 단계를 통해 측정한 동일 개인표본(ί = 1에서 N)을 시간(t = 1에서 T)의 변화에 따라 반복 측정한 종속변수 Y에 대한 변화모 델에 관한 잠재성장모델의 방정식은 다음과 같다. 이 방정식은 모든 개인에게 동일하게 적용할 수 있다.

여기에서 β0ί = 개인 ί의 초기상태, β1ί = 시간 변화에 따른 개인의 변화(변화율), [t] = 성장의 모양이나 시간을 나타내는 변수이며, є = 개인 ί에 대한 시간 t에서 관찰되지 않은 오차를 의미한다.

본 연구는 분석과정에서의 자료의 결측치를 해결하기 위해 관찰된 모든 정보를 활용하여 결측자료의 특성을 고려하는 완전정보최대우도법(FILM)을 적용하여 잠재성장모델 분석하였다. 완전정보 최대우도법은 무작위결측(MAR)의 가정이 엄격히 충족되지 않는 경우에도 불편추정치를 확인할 수 있고^{[2, 28]}, 또한 표본의 크기가 충분히 클 경우에도 다중삽입 방식에 못지않은 추정효율성을 가지는 ^[35] 이점도 있기 때문에 잠재성장모델 분석에 많이 적용된다^[37].

또한, 본 연구는 검증모델의 적합도를 평가하기 위해 카이스케어검증과 적합도 지수를 적용하였다. 여러 적합도 지수 중에서 증분적합지수인 CFI, NFI, TLI와 절대적합지수인 RMSEA를 활용하였다. 일반적으로 CFI를 비롯한 증분적합지수들은 0.9보다 크면 모델 적합도가 양호하다고 판단한다 ^[15]. RMSEA는 대표본이나 다수의 관측변수들로 인해 발생하는 카이스케어 통계량의 문제점을 보완 하기 위해 개발된 적합지수이며, 일반적으로 RMSEA가 0.05 이하면 좋고, 0.08 이하면 양호하고, 0.1 이하면 보통인 것으로 해석한다^[4].

Ⅳ.연구결과

1.조사대상자의 인구사회학적 특성

먼저 <Table 1>에서 조사대상자의 인구사회학적 특성을 살펴보면, 성별로는 남성이 661명, 여성이 685명으로 나타나 남성의 비율(49.1%)이 여성(50.9%)의 비율에 비해 조금 낮게 나타났다. 연차 별 연령은 43-52/45-54/47-56/49-58/51-60세로 점차 중년기에서 노년기로 접어들고 있음을 확 인할 수 있었다. 연차별 교육수준은 초등학교이하, 중등학교, 고등학교, 전문대이상 학력자가 238/235/233/231/228명, 287/289/287/286/286명, 593/594/596/595/595명, 228/228/228/ 232/234명으로 나타나 중년 나이에도 불구하고 진학에 대한 열정을 엿 볼 수 있었다. 연차별 소득 수준은 일반가구가 960/1,054/1,078/1,088/1,091가구, 저소득가구가 386/292 /268/258/255가구 로 나타나 저소득가구가 상대적으로 감소하고 있음을 확인할 수 있었다.

2.주요 변인들의 기술통계

구조방정식에서 완전정보최대우도법을 이용하여 모형을 추정할 경우, 각 변인들의 정규분포조건이 충족되지 않으면 왜곡된 결과가 도출될 수 있기 때문에^[19] 측정변수들의 정규성을 검토하기 위해 왜도와 첨도를 살펴볼 필요가 있다. 왜도와 첨도는 약간이라도 일변량 정규성을 위배할 경우 통계적 으로 정규성이 기각될 수도 있으므로 통계적 검증보다는 절대값의 크기로 평가하는 방법이 더 많이 활용되며, 절대값은 왜도가 3을, 첨도가 10을 초과하면 극단적인 문제가 있는 것으로 간주된다^[20]. 이 기준에 의해 자료의 정상성을 확인한 결과는 <Table 2>과 같이 연차별 측정변수들의 왜도가 절 대값 3 미만, 첨도는 절대값 10 미만으로 나타나 자료의 다변량 정규성 가정이 충족되었다.

구체적으로 연차별 주요변인 기술 통계치를 살펴보면, 문제음주는 감소→증가→감소하는 추세를보였다. 반면 5점 척도인 자아존중감은 중앙값 3점을 조금 넘는 수준에서 증가하다 감소하는 추세 를 보였다.

3.주요 변인의 시간대별 변화형태(무조건 모델)

조사대상자의 문제음주요인(CAGE)과 자아존중감요인(SE)의 변화에 대한 발달궤적을 살펴보기위해 각각의 관측변인이 잠재요인의 초기치와 변화율로 가는 경로, 즉 무조건 모델을 설정하였다. 또한 조사대상자의 문제음주요인과 자아존중감요인의 변화에 대한 변화함수를 결정하기 위해 잠재 성장모델의 기존 연구^[32]에 따라 6가지 유형, 즉 초기치 요인의 경로계수를 모두 1, 즉 (1, 1, 1, 1, 1)로 제약한 무변화모델, 무변화모델처럼 1개 요인만 있는 것으로 2차년도부터 5차년도 요인계수를 자유롭게 추정하도록 설정된 초기치 요인의 경로계수를 (1, *, *, *, *)로 제약한 1요인 자유모수 변화모델, 초기치 요인의 경로계수를 모두 1로 제약하고 변화율 요인을 (0, 1, 2, 3, 4)로 제약한 선 형변화모델, 선형변화모델과 요인구조는 같으나 변화율의 요인계수를 선형변화모델과 달리 (0, 1, 1, 2, 3)으로 제약한 2차년도 변화모델, 선형변화모델과 요인구조는 같으나 변화율의 요인계수를 선 형변화모델과 달리 (0, 0, 1, 2, 3)으로 제약한 3차년도 변화모델, 선형변화모델과 요인구조는 같으 나 변화율의 경로계수를 선형변화모델과 달리 (0, 1, 2, *, *)으로 제약한 2요인 자유모수 변화모 델, 여기에 추가하여 선형변화모델의 기본형에 2차항을 추가한 것으로 초기치 요인의 경로계수를 모두 1로 제약하고, 변화율 요인은 (0, 1, 2, 3, 4), 2차항은 (0, 12, 22, 32, 42)로 제약한 비선형변화 모델 등 7가지 유형으로 잠재성장모델을 검증하여 가장 적합한 무조건 모델, 즉 최적모델을 선정하 였다.

검증 결과, <Table 3>과 같이 문제음주(CAGE)요인, 자아존중감(SE)요인의 최적모델로 선형변화모델과 요인구조는 같으나 변화율의 경로계수를 선형변화모델과 달리 (0, 1, 2, *, *)으로 제약한 2 요인 자유모수 변화모델이 선정되었다. 즉, 1차년도, 2차년도 및 3차년도는 (0, 1, 2)로 제약하고 4 차년도부터 5차년도 사이에 변화가 있는 것으로 가정한 모델이다. 1차년도, 2차년도 및 3차년도 사 이의 경로를 (0, 1, 2)로 고정하는 이유는 1차년도에서 3차년도 사이의 변화를 1로 두었을 때, 4차년 도와 5차년도 사이의 변화율의 크기를 측정하기 위한 것이다.

각각의 최적모델을 살펴보면, <Table 3>에서와 같이 문제음주, 자아존중감의 초기치의 평균과 분산 모두 유의한 차이가 있어 1차년도의 문제음주, 자아존중감은 개인 간 차이가 있는 것으로 나타났 다. 즉, 문제음주는 꾸준히 증가하였으며, 초기치의 평균은 .57로 시간이 지남에 따라 해마다 .39씩 증가하였다. 그리고 초기치와 변화율의 변량(분산)이 모두 통계적으로 유의미하여 초기의 문제음주 는 개인 간 유의미한 차이가 있으며, 그 변화율 또한 유의미한 개인 간 차이가 있음을 확인할 수 있 다. 또한 자아존중감 역시 미흡하나마 꾸준히 증가하였으며, 초기치의 평균은 3.03로 시간이 지남 에 따라 해마다 .02씩 증가하였다. 그리고 초기치와 변화율의 변량(분산)이 모두 통계적으로 유의미 하여 초기의 자아존중감은 개인 간 유의미한 차이가 있으며, 그 변화율 또한 유의미한 개인 간 차이 가 있음을 확인할 수 있다.

4.주요 변인에 대한 잠재성장모델

1)문제음주요인에 대한 예측요인 분석(조건 모델)

‘gender’이라는 공변량 변수를 투입한 문제음주(CAGE)요인 잠재성장모델의 적합도는 χ2=15.823***,NFI=.977, TLI=.986, CFI=.993, RMSEA=.018으로 나타나 적합하였다. 구체적으로 잠재성장모델 의 회귀계수를 살펴보면, [Figure 1]과 [Figure 2]에서 ‘gender→CAGE_ ICEPT’ 경로의 비표준화 계수가 B=-.645***(C.R.=-13.427), 표준화계수가 β=-.546***로 나타나 통계적으로 유의한 차이가 있는 반면, ‘gender→CAGE_SLOPE’ 경로의 비표준화계수는 B=-.020(C.R.=-.972), β=-.357로 나타나 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 즉 ‘gender→CAGE_ICEPT’ 경로의 표준화계수가 β =-.546***로 통계적으로 부(-)적 상관관계로 나타나 여성(female)의 초기 문제음주(CAGE)가 남성 (male)의 초기 문제음주에 비해 통계적으로 유의하게 낮은 반면, ‘gender→CAGE_SLOPE 경로’의 표준화계수는 β=-.357로 통계적으로 유의하지 않는 상관관계로 나타나 여성의 문제음주 증가가 남 성의 문제음주 증가에 비해 더디게 증가하는 것으로 나타났지만, 그 증가량에서는 통계적으로 유의 한 차이가 없었다.

이러한 결과는 gender(남성, 여성)에 따라 문제음주의 초기치에서는 통계적으로 유의한 차이가있는 반면, 문제음주의 변화량에서는 통계적으로 유의한 차이가 없다는 것을 의미하며, [Figure 3] 처럼 gender와 문제음주의 연차별 비교 그래프와 일치함을 알 수 있었다.

2)문제음주요인과 자아존중감의 잠재성장곡선 간 인과모델

문제음주(CAGE)요인과 자아존중감(SE)요인의 잠재성장곡선 간 인과모델을 설정하기 전에 두 요인의 잠재성장곡선 간 공분산모델을 확인한 결과, 문제음주요인과 자아존중감요인의 공분산모델의 적합도를 확인할 수 있다(χ2=94.539***, NFI= .952, TLI=.959, CFI=.971, RMSEA=.033).

구체적으로 잠재성장모델의 경로계수를 분석한 결과 [Figure 4], [Figure 5]과 <Table 4>와 같이, ‘SE_ICEPT →CAGE_ICEPT’ 경로의 비표준화계수는 B=-.636***(C.R.= -6.932), 표준화계수 는 β=-.371로 나타났고, 또한 ‘SE_ICEPT →CAGE_SLOPE’ 경로의 비표준화계수도 B=-.129* (C.R.=-2.170), 표준화계수도 β=-.533로 나타나 통계적으로 유의한 반면, ‘SE_SLOPE →CAGE_ SLOPE’ 경로의 비표준화계수는 B=-.526(C.R.=-1.580), 표준화계수는 β=-.668로 나타났지만 통 계적으로 유의하지 않았다. 즉 ‘SE_ICEPT→CAGE_ICEPT’ 경로의 표준화계수가 β=-.371로 통계적 으로 유의한 부(-)적 상관관계로 나타나 초기 자아존중감요인(SE)이 초기 문제음주요인(CAGE)에 비해 통계적으로 유의하게 낮았고, 즉 자아존중감이 높은 사람일수록 초기 문제음주가 통계적으로 유의하게 낮았고, 또한 ‘SE_ICEPT→CAGE_SLOPE’ 경로의 표준화계수 역시 β=-.533로 통계적으 로 부(-)적 상관관계로 나타나 초기 자아존중감요인(SE)이 문제음주요인(CAGE)의 변화율을 통계 적으로 유의하게 감소시켰고, 즉 자아존중감이 높은 사람일수록 문제음주의 변화율을 유의하게 감 소시켰다. 그러나 ‘SE_SLOPE→CAGE_SLOPE 경로’의 표준화계수는 β=-.668로 통계적으로 유의 하지 않는 상관관계로 나타나 자아존중감요인의 변화량 역시 문제음주요인 변화량을 크게 감소시켰 지만, 그 변화량이 통계적으로 유의하지 않았다.

이러한 결과는 자아존중감요인과 문제음주요인의 초기치 간, 그리고 자아존중감요인의 초기치와문제음주요인의 변화율 간에서는 통계적으로 유의한 반면, 자아존중감요인과 문제음주요인의 변화 량 간에서는 통계적으로 유의하지 않았다는 것을 의미하며, [Figure 6]처럼 자아존중감요인(SE)과 문제음주(CAGE)의 연차별 비교 그래프와 일치함을 알 수 있었다.

3)잠재성장모형에서의 집단 간 비교

잠재성장모형에서의 집단 간 비교는 ‘형태 동일성 검증’ →‘절편요인 평균동일성 검증’ →‘기울기요인의 평균동일성 검증’ →‘집단 간 등가성 검증’ 순으로 검증하였다^[19].

먼저 <Table 5>와 같이 연구모형의 적합성이 모든 모형에서 만족할 만한 수준으로 나타나 형태동일성 검증을 실시하였다. 형태 동일성 검증은 기저모형(baseline model)에 집단을 지정하여 분석 하였다. <Table 6>과 같이 모든 적합도에서 만족한 수준으로 나타났다. 형태 동일성(configural invariance)이 검증되었기에 다음 단계로 절편요인의 평균동일성을 검증하였다. 본 연구모형에서는 결측치를 평균값으로 대체한 FIML를 적용하지 않았기에 평균의 제약이 불가하여 평균대신 분산 제 약을 적용하였다. 절편요인의 분산 동일성(intercept’ variance invariance) 검증 결과 형태 동일성 적합도 지수처럼 만족한 수준으로 나타났다. 끝으로 기울기요인의 평균동일성 검증도 절편요인의 평균동일성 검증처럼 분산 동일성 검증으로 실시하였다. 기울기요인의 분산 동일성(slope’ variance invariance) 검증 결과 절편요인의 분산 동일성 모형의 적합도보다 나빠지지 않았으므로 기울기 동 일성이 검증되었다. 따라서 측정모형의 동일성이 검증되었기에 자아존중감요인이 문제음주에 어떠 한 영향을 미치는지 집단 간 비교를 실시하였다.

연구모형 내 잠재변수 간의 인과관계가 두 집단 간에 유의미한 차이가 존재할 수 있어 모형내 존재하는 모든 경로에 각각 동일성 제약을 가한 모형을 기저모형과 비교하였다. <Table 7>과 같이 모든 경로를 동일하게 제약을 가해도 모델의 적합도 즉, 성별로는 χ2=160.555***, NFI=.915, TLI=.941, CFI=.956, RMSEA=.027로, 가구구분별로 χ2=144.229***, NFI=.917, TLI=.949, CFI=.962, RMSEA=.024로 거의 변화지 않았다. 다시 말해, SE_ICEPT→CAGE_ICEPT, SE_ICEPT →CAGE_SLOPE, SE_SLOPE→CAGE_SLOPE에 영향을 미치는 경로에 대한 동일성 제약에는 통계 적으로 유의미한 차이를 보이지 않았다. 이는 곧 본 연구에서 제시한 SE(자아존중감)요인과 CAGE (문제음주)요인 간의 인과모형이 gender와 관계없이 동일하게 적용될 수 있음을 확인할 수 있었다.

모든 경로계수에 동일성 제약을 가한 연구모형의 집단별 모수 추정치는 <Table 8>와 같다. 성별로 여성 및 남성 집단 모두에서 ‘SE_ICEPT→CAGE_ICEPT’의 경로가 유의한 부(-)적 상관관계로 나타나 여성 및 남성 집단 모두에서 자아존중감이 낮을수록 문제음주에 처할 가능성이 높은 것을 알 수 있었다. 반면 ‘SE_ICEPT→CAGE_SLOPE’의 경로 및 ‘SE_ SLOPE→CAGE_SLOPE’의 경로에서 는 유의한 차이를 확인할 수 없었다.

Ⅴ.논의 및 결론

본 연구의 목적은 종단자료를 적용하여 중년기에서 노년기로 접어들고 있는 베이비부머의 문제음주요인과 자아존중감요인을 중심으로 문제음주요인 잠재성장모델 분석을 실시하여 문제음주요인의 변화에 영향을 미치는 변인들과 인과관계를 분석하고 사회복지적 함의를 도출하는 것이다.

연구결과, 첫째, ‘gender’이라는 공변량 변수를 투입한 잠재성장모델(조건모델)에서는 ‘gender →CAGE_ICEPT’ 경로는 유의한 차이가 있는 반면, ‘gender →CAGE_SLOPE’ 경로는 유의한 차이가 없었다. 구체적으로 ‘gender →CAGE_ICEPT’ 경로의 표준화계수가 β=-.546***로 나타나 여성 (female)의 초기 문제음주(CAGE)가 남성(male)의 초기 문제음주에 비해 유의하게 낮은 반면, ‘gender→CAGE_SLOPE 경로’의 표준화계수는 β=-.357로 나타나 여성의 문제음주 증가가 남성의 문제음주 증가에 비해 더디게 증가하는 것으로 나타났지만, 그 증가량에서는 유의한 차이가 없었다.

둘째, 문제음주(CAGE)요인과 자아존중감(SE)요인의 잠재성장곡선 간 인과모델(무조건모델)에서는 ‘SE_ICEPT →CAGE_ICEPT’ 경로 및 ‘SE_ICEPT →CAGE_SLOPE’ 경로는 유의한 반면, ‘SE_SLOPE→CAGE_SLOPE’ 경로는 유의하지 않았다. 구체적으로 ‘SE_ICEPT →CAGE_ICEPT’ 경 로의 표준화계수가 β=-.371***로 나타나 초기 자아존중감요인(SE)이 초기 문제음주요인(CAGE)에 비해 유의하게 낮았고, 즉 자아존중감이 높은 사람일수록 초기 문제음주가 유의하게 낮았고, 또한 ‘SE_ICEPT →CAGE_SLOPE’ 경로의 표준화계수는 β=-.533*로 나타나 초기 자아존중감요인(SE) 이 문제음주요인(CAGE)의 변화율을 유의하게 감소시켰고, 즉 자아존중감이 높은 사람일수록 문제 음주의 변화율을 유의하게 감소시켰다. 그러나 ‘SE_SLOPE→CAGE_SLOPE 경로’의 표준화계수가 β=-.668로 나타나 자아존중감요인의 변화량 역시 문제음주요인 변화량을 크게 감소시켰지만, 그 변화량이 통계적으로 유의하지 않았다.

따라서 본 연구의 결과를 토대로 사회복지적 함의를 제시하면 다음과 같다.

첫째, 예측변수(gender)를 투입한 문제음주의 잠재성장모델에서 여성에 비해 남성 베이비부머의문제음주의 초기치가 훨씬 높게 형성되어 증가하다가 5차년도를 정점으로 다시 감소한다는 연구결 과는 노인의 문제음주가 나이가 들어가면서 감소한다는 연구^{[1, 22, 24]}와는 다른 결과이다. 이러한 결 과는 퇴직한 대부분의 노인세대와 다르게, 남성생계부양자모델을 신봉하고 조사년도 2010년 기준(5 차년도)으로 40대 후반∼50대 중반에 걸쳐있는 남성 베이비부머가 (조기)퇴직의 압박을 강요받는 등 노동시장 유연화를 추구하는 전환기적 노동시장 상황과 이에 상호작용하는 삶의 방식과 맞물려 나타나는 현상으로 판단된다. 다시 말해, 조사년도 2006년 기준(1차년도)으로 40대 초반∼50대 초 반에 걸쳐있는 남성 베이비부머의 경우, 음주가 심리적 스트레스나 정신적 긴장완화나 대인관계에 긍정적으로 기여할 거라는 기대심리와 더불어 과거 술 권하는 조직문화로 인해 초기 문제음주가 높은 상태로 형성되어 (조기)퇴직의 압박을 강요받는 조사년도 2010년 기준(5차년도)으로 40대 후반 ∼50대 중반까지 점차 증가하다가 이후 감소한다는 본 연구결과는 서론에서 언급하였듯이, 연령대 별로 2012년/2013년 고위험 음주 경험 비율이 10대 26.7%/66.0%, 20대 75.4%/86.7%, 30대 69.1%/86.5%, 40대 66.5%/85.6%, 50대 60.1%/80.5%, 60대 51.7/77.1%로 나타난 것처럼, 남성 베이비부머의 초기 문제음주가 40대 초반∼50대 초반 이전인 20대∼30대에서 이미 높은 상태로 고 착화되기 때문에 나타나는 현상으로 판단된다. 따라서 이로 인해 여성에 비해 남성 베이비부머의 경 우, 음주의 폐해에 무감각해짐에 따라 문제음주에 대한 자가 인식이 매우 낮고 현재 직장 내 고용지 원프로그램 등의 미흡으로 문제음주가 만성화되기까지 치료․재활체계 연결이 매우 어렵기 때문에 가 족의 주도에 의해 치료를 받게 되는 경우가 대부분이다^[42]. 이는 곧 음주에 관대하고 수용적인 우리 사회에서 비공식적 지원체계인 가족들이 알코올 남용자나 의존자들의 유일한 사회적 지지체계가 된 다는 의미이기도 하다. 실제로 Mortimer and Segal의 연구^[25]에 따르면, 가족의 지지는 가족체계내 의 긍정적인 상호작용을 통해 한 가족구성원의 위기나 변화를 극복할 수 있도록 돕는 자원이 된다고 한다. Moore et al.^[22] 또한 55세 이상 문제음주 노인을 대상으로 개인력 조사, 알코올과 노화에 대 한 교육, 음주일기쓰기, 전문가 상담, 교육자와 전화상담 등을 제공하는 개입을 실시하여 노인의 음 주량이 유의미하게 감소한 결과는 보고하고 있다. 그러나 보다 전문적으로 음주관련 문제를 예방하 고 감소시키기 위해서는 무엇보다도 음주에 노출되기 시작하는 청소년기부터 국가보건정책에서 알 코올공급을 제한하고, 관련 법규를 강화하고, 음주관련 폐해 예방교육과 홍보를 이행함으로써 음주 문제를 개인적이나 병리적 관점에서 공중 보건적이나 사회적 관점으로 전환하여 알코올 정책을 강 화하는 방향으로 추진되어야 할 것이다^[18]. 예컨대 지역사회정신보건기관과의 연계를 통해 문제음주 예방이나 치료에 대한 gender별 특화된 프로그램을 개발하고 제공하는 등 종합적이고 장기적인 개 입전략도 그 하나일 것이다^[42].

둘째, 이미 예측변수(gender)를 투입한 문제음주의 잠재성장모델에서 언급하였듯이, 여성에 비해남성 베이비부머의 초기 문제음주가 이미 조사년도 2006년 기준(1차년도)으로 40대 초반∼50대 초 반 이전인 20대∼30대에 이미 높은 상태로 고착화되기 때문에 문제음주와 자아존중감의 잠재성장 곡선 간 인과모델에서 비록 자아존중감의 변화량이 문제음주의 변화량을 유의하게 감소시키지 못했 지만, 초기 자아존중감이 초기 문제음주에 비해 유의하게 낮았고, 또한 초기 자아존중감이 문제음주 의 변화율을 유의하게 감소시켰다는 연구결과는 자아존중감의 증가가 문제음주에 대해 어느 정도의 억제효과가 있다는 것을 검증하고 있기에 음주예방프로그램에서 자아존중감이 매우 중요한 변인으 로 다루어질 필요가 있다. 즉 자아존중감이 높을수록 자신의 긍정적인 자아상을 강화시켜 부정적인 사건들에 대해 좀 더 안정적으로 대처하고^[5] 자신의 삶을 잘 통제하고 조절하며, 또한 주변 환경에 대처하는데 도움이 되는 사회자원을 활용하는 능력이 높기 때문에 자신의 문제음주를 통제할 수 있다는 의미이다. 따라서 자아존중감이 사회적 상황과 상호작용하는 삶의 방식에 의해서 발달한다는 점을 고려한다면, 깊은 자기반성과 성찰 등을 통해 자신의 존재 가치에 대한 긍정적인 깨달음을 이 끌어낼 뿐만 아니라 과다한 알코올 섭취라는 건강하지 못한 대처방식을 감소시키고, 대인관계에서 발생할 수 있는 문제와 갈등을 줄이고, 사회적 우호관계와 사회적 지지 관계를 함께 제공할 수 있는 개인은 물론 가족 단위나 지역사회 중심의 정신건강증진 프로그램을 개발하고 제공할 필요가 있다.

본 연구는 광범위한 목적에 의해 수집된 ‘한국복지패널’ 조사 결과 중 일부를 연구목적에 부합하는 방식으로 선별하고 가공하여 분석한 것이다. 따라서 일부 변인들의 범위가 불충분했고 체계적이 지 못했다는 점, 이차 자료 분석이 갖는 불가피한 제약이 존재한다. 또한 본 연구는 연구문제에 부 합하게 일부 제한된 통제변수를 중심으로 베이비부머의 문제음주의 예측변인으로 자아존중감요인 을 한정하여 다루고 있다. 따라서 향후 후속연구에서는 베이비부머의 특성을 한 차원 더 깊이 파악 할 수 있는 보다 다양한 통제변수는 물론 문제음주에 미칠 수 있는 다른 예측변인을 포함한 정교한 연구가 본 연구의 토대 위에서 지속될 수 있길 기대한다.