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ISSN : 1229-4713(Print)
ISSN : 2288-1638(Online)
Korean Journal of family welfare Vol.21 No.3 pp.393-415
DOI : https://doi.org/10.13049/kfwa.2016.21.3.2

An Autoregressive Cross-lagged Effect on Depression and Self-Esteem among Baby-Boomers

Ji-Hoon Kim, Kyoung-Ho Kim
Department of Social Welfare, Gyeongnam National University of Science and Technology Jinju 52725, Korea
Kyoung-Ho Kim, Department of Social Welfare, Gyeongnam National University of Science and Technology(E-mail: khk@gntech.ac.kr)

Abstract

The purpose of this study is to verify the longitudinal relationship between depression and self-esteem among baby-boomers by applying the autoregressive cross-lagged model. 1,395 subjects who consistently participated in the Korean Welfare Panel Study, from the 1st to 9th waves, were selected. The biennial longitudinal data were analyzed and the results are follows. First, both of the depression ⟶depression and self-esteem ⟶self-esteem longitudinal autoregressive pathways were significant so that the previous depression and self-esteem had a significant effect on the later depression and self-esteem, respectively. Second, in the case of depression, only one(DE_1 ⟶SE_3) of the longitudinal cross pathways, depression ⟶self-esteem, was significant so that the previous depression had a significant effect on the later self-esteem. However, in the case of self-esteem, all of the longitudinal cross pathways of self-esteem ⟶depression were significant so that the previous self-esteem had a significan effect on the later depression. Finally, the implications derived from the results, the limitations of this study, and suggestions for following studies were presented.

베이비부머의 우울과 자아존중감 간의 자기회귀 교차지연효과*

김지훈, 김경호

초록

베이비부머(baby-boomers) , 우울(depression) , 자아존중감(self-esteem) , 자기회귀교차지연모형(autoregressive cross-lagged model.)

    Gyeongnam National University of Science and Technology

    Ⅰ. 서론

    최근 한국사회의 급속한 사회변화로 인해 중장년층의 정신건강 문제는 심각한 사회문제로 대두되고 있다. 2014년 건강보험심사평가원의 건강보험과 의료급여 심사결정 자료에 의하면[18], 2009년부터 2013년까지 우울증 진료인원은 2009년 55만 6,000명에서 매년 5% 가량 증가하여 2013년 66만 5,000명으로 10만 9,000명(19.6%) 증가하였다. 연령대별 우울증 진료인원은 70대 이상 22.2%, 50대 21.0%, 60대 17.4%, 40대 15.7%, 30대 11.4%, 20대 7.7%, 20대 미만 4.6% 순으로 나타나 우울증으로 병원을 찾는 환자 대부분이 4-50대 이상 중장년층인 것으로 나타났다. 게다가 성별로는 여성 진료인원이 남성 진료인원보다 매년 2.2배 정도 더 많았지만, 연평균 우울증 유병률 증가율에서는 남성 진료인원이 5.4%, 여성 진료인원이 4.2%로 남성 진료인원이 1.2% 더 높았다.

    이러한 결과는 우울증 발생학적 측면에서 중장년층 여성은 폐경기 전후 여성호르몬의 저하 또는 임신 및 출산시 호르몬의 변화로 인해 중장년층 남성보다 훨씬 더 우울증상으로 이어질 가능성이 높지만 전문적 치료와 갱년기 건강관리로 인해 실제로 우울증으로 이어지는 경우는 낮은 반면, 중장년층 남성은 경기침체와 노동시장 유연화를 추구하는 전환기적 노동시장 상황과 상호작용하는 삶의 방식에서 직면하게 되는 과도한 스트레스나 부적응으로 인해 쉽게 좌절감이나 무력감에 빠져 우울증상에 노출될 가능성이 높지만[29] 이러한 증상이 신체적 증상과 결부되어 나타나 다른 질환이나, 정상적 노화과정의 하나로 오인되거나[38], 그나마 인식한다하더라도 정신과치료에 대한 사회적 편견이나 낙인, 무관심으로 인해 시기적절한 전문적 치료를 받지 못하고 스스로 방치하다가 실제로 우울증으로 이어질 가능성이 높기 때문이라고 판단된다[28]. 실제로 스트레스가 우울증 발병의 직접적 원인은 아닐지라도 우울증으로 이끌어 내거나, 악화시키는 방아쇠 효과의 역할을 작용할 수 있다. 이러한 스트레스 경험과정에서 적응능력을 초과할 때, 흔히 나타나는 부정적 정서가 곧 우울증으로 발전하게 된다는 것이다[30].

    특히 중장년층을 아우르는 남성 베이비부머들은 가장의 역할이라는 책임감에 짓눌려 좀 더 성공지향적이고 목적지향적인 삶을 열심히 살아왔지만 (조기)퇴직을 목전에 두고 비로소 통합되지 않은 자신의 그림자나 여러 부분들을 스스로 발견하고 좀처럼 나이가 들어간다는 사실을 받아들이기 힘들어 하는 경향이 강하다[46]. 실제로 (조기)퇴직에 따른 대부분 부정하고 싶지 않은 삶의 목표에서의 궤도이탈은 가치관의 상실은 물론 정체감의 혼란으로 이어져 우울증을 유발하거나 좀 더 극단적인 선택을 강요하는 중년의 위기로 이어질 수 있다. 자아존중감이 높은 사람은 삶의 목표의식이 뚜렷하고 자신을 통제하며 자신의 능력을 신뢰함으로서 환경적 요구에 잘 대처하고 적응할 수 있는 반면, 자아존중감이 낮은 사람은 우울 및 불안이 심하고 대인관계가 좋지 않으며 고립되어 있고 자신감과 지도력이 결여되어 있으며, 높은 이상을 갖고 있으나 실패를 두려워하는 특징을 가진다고 한다[52]. 따라서 베이비부머들은 고도경제성장과 민주주의를 발전시켰다는 자부심이 남다르며 또한 이것을 심리적 자산으로 밑천 삼아 우울에 대한 버팀목으로 작용할 수 있을 것으로 예상된다. 게다가 현재의 베이비부머가 향후 다가올 초고령화 사회의 주체임을 고려한다면, 무엇보다도 이들의 신체 및 심리사회적 건강문제는 초고령화 사회의 문제를 예방하는 차원에서 매우 중요한 의미를 지니게 된다[67]. 그러나 우울과 자아존중감과 관련된 대부분의 선행연구들은 우울의 원인과 우울의 결과에 대한 연구가 활발히 전개되는 과정에서 자아존중감이 우울의 원인이거나 우울의 결과로써 논의되어오다가[67], 최근에는 스트레스, 문제음주, 자살 등 클라이언트의 문제 상황과 우울 간 자아존중감의 매개효과를 다룬 연구들이 주류를 이루고 있고, 소수의 종단연구이지만 청소년이나 노인을 대상으로 자아존중감과 우울의 상호적 관계를 다루거나[10, 30, 35], 우울과 자아존중감 간 잠재성장모델분석을 다루고 있다[25, 60]. 일반적으로 중장년층 우울의 발생은 인과적인 관계로 발생하는 것이 아니라 여러 요인들과의 상호작용으로 인해 발생한다고 볼 수 있다. 우울의 발병과 결과는 생물학적 요소로 신경전달물질의 기능혼란[63], 역사적 요소로 우울 및 알코올의 가족력, 그리고 환경 및 심리사회적 변인들의 요소로 초기 부모의 상실이나 거부, 최근의 부정적인 생활 사건들(스트레스), 자아존중감 등과 상호관계가 있다고 보고되고 있다[5, 67]. 따라서 우울과 자아존중감은 한 개인에게서 각각 분리되어 표출되는 것이 아니라 동시에 발현된다는 생각이 지배적이다.

    그럼에도 불구하고 우울과 자아존중감 간의 관계를 다룬 대부분의 선행연구들은[16, 31, 36, 44, 46, 47, 56, 58] 단순히 두 변수 간 단방향 관계를 검증하려는데 초점을 맞춰 우울이 자아존중감의 예측요인으로 작용하는가, 자아존중감이 우울의 선행요인으로 작용하는가, 또는 클라이언트의 문제 상황과 우울 간 자아존중감의 매개효과를 검증하는 방향으로 진행되어 왔다. 즉, 검증된 이론이나 논리를 근거로 방향성을 설정한 후 이에 대한 단방향적인 분석만 시도해 왔다. 그 결과, 이러한 선행연구들은 우울과 자아존중감 간 결과 측면에서는 중요한 연구결과가 될 수 있지만, 우울과 자아존중감 간 통합적 방향성의 측면에서는 두 변수간의 양방향 관계의 역동성에 대한 가능성을 간과했다는 문제점도 제기될 수 있다. 게다가 최근 우울과 자아존중감 간의 관계를 다룬 종단연구도 소수 이루어지고 있지만, 그 대상이 청소년이나 노인세대에 한정되어 이루어지고 있다[10, 27, 35].

    따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구들의 한계에 주목하여 전국 단위의 종단연구인 한국복지패널조사 1차부터 9차까지 지속적으로 참여해온 베이비부머를 대상으로 우울과 자아존중감 간 자기회귀 교차지연모형을 적용하여 이들 변인 간의 종단적 상호작용의 역동성을 규명하고 이에 따른 사회복지적 함의를 도출하고자 한다.

    Ⅱ. 우울과 자아존중감 간의 관계에 관한 선행연구

    우울은 우울한 감정이 매우 심하고 일상생활에 대한 흥미나 즐거움이 없으며, 신체활동 수준이 떨어지고 비관적이고, 자기 비판적인 사고가 팽배하여 자신이 처한 현재나 미래의 상황을 부정적으로 받아들이고, 미숙한 의사결정으로 인해 고립된 생활을 하는 것으로 정의되기도 한다[50]. 우울은 흔히 기분의 저조함, 의욕상실, 집중력 감소, 불안감, 절망감, 고독감, 강박관념, 무가치감, 죄책감 등 심리적 고통과 더불어 수면장애, 체중감소, 식욕부진, 피로감, 통증 등 신체적 경험을 수반하게 되며, 그 수준과 발생빈도는 일관성 있게 여성이 남성보다 더 높은 것으로 보고되고 있다[13, 39]. 반면, 인적자원이나 사회적 자원이 풍부한 사람들은 생활의 변화 등 적응적 상황에서도 부적응이 적다고 한다. 여기에서 개인적 자원은 자아존중감을 의미한다.

    자아존중감이란 자기 자신에 대해 가지고 있는 개인적 가치감이나 긍정적 평가를 의미하며, 자아개념의 정서적 측면을 의미하기도 한다. 즉, 자아존중감은 자신을 하나의 특별한 개체로 이해하고, 자아에 대한 긍정적 혹은 부정적 태도를 취하는 정도와 가치 있는 자신으로 느끼는 정도로 규정될 수 있다는 것이다[52]. 따라서 자아존중감은 자기평가에 대한 긍정성[2], 능력에 대한 개인의 기대와 같은 자기 가치에 대한 정서적 평가[17] 혹은 자신의 능력과 성공적 가치에 대한 신뢰감으로[12] 정의되기 때문에 환경적인 변인과 우울과의 관계를 매개하는 변인이 되기도 한다. 자아존중감이 낮은 사람들은 주변 환경에 대처하는 능력에 대한 자신감도 약화됨으로써 우울하고 불안한 정서를 보이는 반면, 자아존중감이 높은 사람은 자신이 처한 상황을 잘 파악하고, 자신의 정체성을 재확립함으로써 변화하는 자신과 환경에 잘 적응할 수 있기 때문에 자신에 대해 비호의적으로 생각하는 사람들일수록 높은 수준의 우울성향이 발현된다는 것이다[65]. 자신의 긍정성을 생각하는 사람들은 건강한 일상생활을 영위하는 반면, 자신의 부정성을 생각하는 사람들은 일상생활에서 부정적인 문제를 야기하여 우울과 같은 정신적 문제에 노출될 가능성이 높아지게 된다[40].

    우울과 자아존중감 간의 관계를 다룬 대부분의 경험적 연구들은 동시적인 상관관계를 보고하고 있다[23, 62]. 그러나 구체적인 인과관계에서는 우울이 자아존중감의 원인이 된다거나[15, 37, 41], 자아존중감이 우울의 원인이 된다는[6, 9, 22, 49, 65] 상반된 주장이 보고되고 있다. 또한 우울이 스트레스와 자아존중감 간의 관계에 있어서 매개적 요인으로 역할을 하고 있다는 주장도 제기되고 있고, 최근에 소수의 종단연구이지만 청소년이거나 혹은 노인을 대상으로 자아존중감과 우울의 상호적 관계를 다루거나[10, 27, 35] 우울과 자아존중감 간 잠재성장모델분석을 다루고 있다[25].

    우울증을 지닌 사람들은 소극적, 수동적인 태도와 더불어 정서적․심리적으로 위축되어 일상생활에 의미를 부여하지 못하고, 현재나 미래에 대해 부정적인 견해를 갖게 되고, 활동수준도 점차로 낮아지게 됨으로써 자신의 가치와 자아존중감을 더 낮추는 결과를 초래하기도 한다[66]. 자아존중감이 낮은 사람들은 주변 환경에 대처하는 능력에 대한 자신감도 약화됨으로써 우울하고 불안한 정서를 보이는 반면, 자아존중감이 높은 사람은 자신이 처한 상황을 잘 파악하고, 자신의 정체성을 재확립함으로써 변화하는 자신과 환경에 잘 적응할 수 있기 때문에 자아존중감이 낮은 사람보다 적응을 잘하며, 신경증적 행동, 우울증, 불면증과 같은 심리적, 육체적 긴장이 완화되고[54], 높은 수준의 자신감과 인내력, 대인관계 능력을 보여준다[52]. 게다가 자아존중감은 자기에 대한 평가적 요소로서 개인이 자신을 얼마나 가치 있게 생각하는 가로 정의될 수 있기 때문에[3] 자신에 대해 비호의적으로 생각하는 사람들일수록 높은 수준의 우울성향을 보인다는 것이다[65]. 즉, 자신의 긍정성을 생각하는 사람들은 건강한 일상생활을 영위하는 반면, 자신의 부정성을 생각하는 사람들은 일상생활에서 부정적인 문제를 유발하여 우울과 같은 정신적 문제에 노출될 가능성이 높아지게 된다[40]. 그러므로 자신에 대한 부정적인 태도가 결국 우울의 취약성으로 작용하게 됨으로써 낮은 자아존중감이 우울 의 발병, 유지, 재발의 동인으로 작용할 수 있다는 것이다[4, 7].

    자아존중감은 환경적인 변인과 우울과의 관계를 매개하는 변인으로서 우울에 인과적 관계의 주요한 원인이 되기도 한다. 실제로 부정적 완벽주의와 우울 간 자아존중감의 매개효과를 연구한 김정미[24]의 연구는 자아존중감을 부정적 완벽주의에 의해 영향을 받고 우울에 영향을 미치는 매개변수로 설명하였고, 김지현과 최희철[26]의 연구는 성역할과 우울 간 자아존중감의 매개효과를 검증하여 자아존중감을 우울의 인과적 원인으로 설명하였다. 최미례와 이인혜의 연구[11]는 스트레스와 우울간의 관계에서 자아존중감이 높은 사람일수록 스트레스의 부정적 효과를 완충시켜 우울이 감소한다는 자아존중감의 조절효과를 검증하였다. 즉, 자아존중감은 우울의 선행요인으로서 우울에 영향을 미치고 있는 다른 변수와의 상호작용을 통해서도 그 영향력이 작용하고 있음을 검증하였다. 반면 청소년을 대상으로 자아존중감과 우울의 상호적 관계를 다룬 최희철[10]의 연구와 노인을 대상으로 자아존중감과 우울의 상호적 관계를 다룬 김선숙과 최희철[27]의 연구는 이전 시점의 긍정적 및 부정적 자아존중감이 다음 시점의 우울에 유의한 교차지연효과를 가지고, 이전 시점의 우울 역시 다음 시점의 긍정적 및 부정적 자아존중감에 유의한 교차지연효과를 가진다는 자아존중감과 우울 간 종단적 상호순환적 효과를 검증하였다.

    그러나 이러한 우울과 자아존중감 간의 관계를 다룬 대부분의 선행연구들은 횡단조사를 근거로 한 단방향적인 연구들이거나 소수이지만 연구대상이 노인이나 청소년을 대상으로 제한된 종단연구들이었다[10, 27, 35]. 따라서 본 연구는 이러한 선행연구들의 한계에 주목하여 은퇴 전환기에 처한 베이비부머를 대상으로 우울과 자아존중감 간 자기회귀 교차지연모형을 적용하여 이들 변인 간의 종단적 상호작용의 역동성을 규명하고 이에 따른 사회복지적 함의를 도출하고자 한다.

    Ⅲ. 연구방법

    1. 조사대상 및 연구모형

    본 연구는 2010년 베이비부머가 본격적으로 은퇴하면서 이들의 심리적 변화의 역동성에 주목하여 한국복지패널 1차(2006년)부터 9차(2014년)까지 지속적으로 참여해온 베이비부머 1,395명을 대상으로 자아존중감과 우울 간 종단적 상호영향을 자기회귀교차지연모형을 적용하여 통합적 관점에서 분석하였다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위해 본 연구에서 설정한 연구문제는 다음과 같으며, 연구모형은 [Figure 1]과 같다.

    연구문제. 베이비부머의 우울과 자아존중감은 종단적으로 상호영향을 미치는가?

    2. 측정도구

    1) 우울

    한국복지패널에서는 우울감의 정도를 살펴보기 위해서 11개 문항의 CESD-S척도가 사용되었다. 본 척도는 긍정적 우울을 묻는 2문항과 부정적 우울을 묻는 9문항 등 총 11문항, 4점 Likert 척도(1=극히 드물다, 2=가끔 있었다, 3=종종 있었다, 4=대부분 그랬다)로 구성되어있다. 본 연구에서는 하위차원으로 우울감정(DE1; 3문항), 긍정적 감정(DE2; 2문항), 신체 및 행동 둔화(DE3; 4문항), 대인관계(DE4; 2문항)로 구분하였다[51]. 긍정적 문항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 우울정도가 높음을 의미한다. 우울증여부 진단은 11개 문항의 CESD-S척도 값 1, 2, 3, 4를 0, 1, 2, 3으로 변환하여 합산 한 총점에 20/11을 곱한 값, 즉 우울증에 대한 인식 중 ‘임상적 우울’을 의미하는 cut-off point 16보다 높은 경우 우울증 의심환자로 판정하였다[34]. 본 연구에서 연차별 Cronbach 는 .887/.855/.846/.841/.837이었다.

    2) 자아존중감

    본 연구에 사용된 Rosenberg[52]의 자아존중감 척도는 긍정적 자아존중감(SE1)을 묻는 5문항, 부정적 자아존중감(SE2)을 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 는 .759/.747/.713/.731/.757이었다.

    3. 분석방법

    본 연구는 2010년 베이비부머의 본격적 은퇴로 인한 시대적 전환기에서 이들의 심리적 변화의 역동성에 주목하여 한국복지패널 1차(2006년)부터 9차(2014년)까지 지속적으로 참여해온 베이비부머 1,395명을 대상으로 자아존중감과 우울 간 종단적 상호영향을 자기회귀 교차지연모형을 적용하여 통합적 관점에서 분석하였다.

    자기회귀 교차지연모형은 [t ] 시점의 값이 이전 시점인 [t-1] 시점의 값에 의해 설명되는 것이 핵심인 자기회귀모형을 다변량 모형으로 확장시켜 두 변인 간 상호지연효과를 추정할 수 있도록 한 분석방식이다[19]. 즉, 자기회귀 교차지연 모형은 시간의 변화에 따라 같은 변인들과 다른 변인들 간의 관계를 추정하는 방법이다[32]. 본 연구에서 검증하고자 하는 베이비부머의 우울과 자아존중감에 대한 자기회귀교차지연모델의 회귀식은 다음과 같다.

    G201610250113062161863.jpg

    위의 식-1)에서, 우울i [t ]는 [t ]시점에 대한 베이비부머 우울의 측정값을, γ0[t ]는 [t ]시점에서의 절편을, γ1은 [t -1]시점의 우울이 [t ]시점의 우울에 미치는 회귀계수, 즉 자기회귀계수를, 우울i [t-1]은 [t-1]시점에 대한 베이비부머 우울의 측정값을, γ2는 [t -1]시점의 자아존중감이 [t ]시점의 우울에 미치는 회귀계수, 즉 교차지연계수를, 자아존중감i [t -1]은 [t -1]시점에 대한 베이비부머 자아존중감의 측정값을, εi [t ]은 [t ]시점의 오차를 의미한다. 또한 식-2)에서, 자아존중감i [t ]는 [t ]시점에 대한 베이비부머 자아존중감의 측정값을, β0[t ]는 [t]시점에서의 절편을, β1은 [t-1]시점의 자아존중감이 [t ]시점의 자아존중감에 미치는 회귀계수, 즉 자기회귀계수를, 자아존중감i [t-1]은 [t-1]시점에 대한 베이비부머 자아존중감의 측정값을, β2는 [t-1]시점의 우울이 [t ]시점의 자아존중감에 미치는 회귀계수, 즉 교차지연계수를, 우울i [t-1]은 [t-1]시점에 대한 베이비부머 우울의 측정값을, ri [t ]은 [t ]시점의 오차를 의미한다.

    그리고 자료의 결측치를 해결하기 위해 관찰된 모든 정보를 활용하여 결측자료의 특성을 고려하는 완전정보최대우도법(FIML)을 적용하여 분석할 것이다. 특히 FILM은 무작위결측의 가정이 엄격히 충족되지 않는 경우에도 불편추정치를 확인할 수 있을 뿐만 아니라[1, 45], 표본의 크기가 충분히 클 경우에도 다중삽입 방식에 못지않은 추정효율성을 갖는[53] 이점이 있다[61].

    또한 검증모델의 적합도를 평가하기 위해 카이스케어검증과 적합도 지수를 고려할 것이다. 여러 적합도 지수 중에서 증분적합지수인 CFI, NFI, TLI와 절대적합지수인 RMSEA를 사용할 것이다. 일반적으로 CFI를 비롯한 증분적합지수들은 0.9보다 크면 모델 적합도가 양호하다고 해석한다[20]. RMSEA는 대표본이나 다수의 관측변수들로 인해 발생하는 카이스케어 통계량의 문제점을 보완하기 위해 개발된 적합지수이다. 일반적으로 RMSEA가 0.05 이하면 좋고, 0.08 이하면 양호하고, 0.1 이하면 보통인 것으로 판단한다[8].

    Ⅳ. 연구결과

    1. 조사대상자의 인구사회학적 특성

    먼저 <Table 1>에서 1차년도(2006년) 기준으로 성별로는 남성이 676명, 여성이 719명으로 나타나 남성(48.5%)이 여성(51.5%)에 비해 조금 낮게 나타났다. 교육수준은 초등학교이하, 중등학교, 고등학교, 전문대이상 학력자가 239명(17.1%), 299명(21.4%), 610명(43.7%), 247명(17.7%)으로 나타나 고등학교 이상 학력자가 전체에서 차지하는 비율이 60% 정도였다. 조사년도 기준 조사대상자의 연령대는 1차년도(2006년) 기준 43-51세, 3차년도(2008년) 기준 45-53세, 5차년도(2010년) 기준 47-55세, 7차년도(2012년) 기준 49-57세, 9차년도(2014년) 기준 51-59세로 점차 고령화 대열에 들어서고 있음을 확인할 수 있었다. 반면 가구 크기를 알 수 있는 연차별 가구원수는 3.61명/3.54명/3.38명/3.22명/3.10명으로 감소하는 것으로 나타나 자녀의 진학취업준비나 취업결혼 등으로 자녀들이 자립해서 떠남으로써 빈둥지 현상이 나타나고 있음을 확인할 수 있었다. 또한 경상 및 가처분소득이 1차년도 3248/2877만원, 3차년도 4460/4072만원, 5차년도 4829/4449만원, 7차년도 5306/4852만원, 9차년도 5587/5102만원으로 증가하고 있지만 중위소득 60% 기준 가구소득수준은 일반가구가 994(71.3%)/1,077(77.2%)/1,119(80.2)/1,168(83.7%)/1,134(81.3%)가구, 저소득가구가 401(28.7%)/318(21.7%)/276(19.8%)/227(16.3%)/261(18.7%)가구로 나타나 경상 및 가처분소득은 점차 증가하고 있지만 상대적 빈곤가구는 7차년도(2012년)를 저점으로 점진적으로 감소하다가 증가 하는 경향을 확인할 수 있었다.

    2. 주요 변인들의 기술통계

    구조방정식에서 완전정보최대우도법을 적용하여 모형을 추정할 경우, 각 변인들의 정규분포조건이 충족되지 않으면 왜곡된 결과가 도출될 수 있기 때문에[32] 측정변수들의 정규성을 검토하기 위해 왜도와 첨도를 검증할 필요가 있다. 왜도와 첨도가 약간이라도 일변량 정규성을 위배할 경우 통계적으로 정규성이 기각될 수도 있기 때문에 왜도 및 첨도의 절대값이 각각 3과 10을 초과하면 극단적인 문제가 있는 것으로 간주한다[33]. 이러한 기준에 따라 자료의 정상성을 확인한 결과는 <Table 2>와 같이 자료의 정규성 가정이 충족되었다.

    구체적으로, 연차별 베이비부머의 우울(DE)은 1.5057/1.4246/1.3472/1.2686/1.3341로 나타나 우울이 7차년도(2012년)를 저점으로 감소하다가 증가하는 추세를 확인할 수 있었다. 반면 자아존중감(SE)은 3.0731/3.1282/3.1652/3.1547/3.1216로 나타나 5차년도(2010년)를 정점으로 증가하다가 감소하는 경향을 확인할 수 있었다.

    <Table 3>은 베이비부머의 우울 및 자아존중감에 대한 정도나 심각성을 확인하기 위해 동일 척도에 의한 준거집단을 1차(2006년), 3차(2008년), 5차(2010년), 7차(2012년), 9차(2014년) 한국복지패널에 지속적으로 참여해온 1946년부터 1954년까지 출생한 베이비부머 이전세대(1,310명), 1955년부터 1963년까지 출생한 베이비부머세대(1,395명) 및 1964년부터 1972년까지 출생한 베이비부머 이후세대(1,513명) 등 코호트별로 구별한 연차별 우울증에 대한 인식 및 우울증여부 진단과 자아존중감을 분석한 결과다.

    먼저 연차별 베이비부머 이후세대의 우울에 대한 인식은 8.2370/7.1324/5.1943/4.2496/5.0772로 나타나 우울증여부를 진단(16점미만:16점이상)한 결과 1,226(82.7%):256(17.3%)/1,244(85.0%):220(15.0%)/1,338(91.2%):129(8.8%)/1,339(92.9%):102(7.1%)/1,350(92.5%):110(7.5%)명으로 나타나 우울에 대한 인식 및 우울증 의심환자가 7차년도(2012년)를 저점으로 감소하다가 증가하는 반면, 연차별 자아존중감은 3.0740/3.1050/3.1508/3.1341/3.1391으로 나타나 5차년도(2010년)를 정점으로 증가하다가 감소하는 추세를 확인할 수 있었다. 그리고 연차별 베이비부머세대의 우울에 대한 인식은 10.0898/8.5011/6.9446/5.3726/6.6828로 나타나 우울증여부를 진단한 결과 1,044(80.1%): 260(19.9%)/1,090(83.0%):224(17.0%)/1,190(89.0%):147(11.0%)/1,212(90.1%):133(9.9%)/1,172(88.1%):159(11.9%)명으로 나타나 우울에 대한 인식 및 우울증 의심환자가 7차년도(2012년)를 저점으로 감소하다가 증가하는 반면, 연차별 자아존중감은 3.0731/3.1282/3.1652/3.1547/3.1216으로 나타나 5차년도(2010년)를 정점으로 증가하다가 감소하는 추세를 확인할 수 있었다. 끝으로, 연차별 베이비부머 이전세대의 우울에 대한 인식은 10.6731/9.6970/8.8024/6.7911/8.2266로 나타나 우울증여부를 진단한 결과 955(74.7%):324(25.3%)/992(77.8%):283(22.2%)/1,028(80.8%):245(19.2%)/1,084(86.0%):177(14.0%)/1,022(81.1%):238(18.9%)명으로 나타나 우울에 대한 인식 및 우울증 의심환자가 7차년도(2012년)를 저점으로 감소하다가 증가하는 반면, 연차별 자아존중감은 2.9697/ 2.9874/3.0072/2.9836/2.9833으로 나타나 5차년도(2010년)를 정점으로 증가하다가 감소하는 추세를 확인할 수 있었다.

    3. 우울과 자아존중감 간의 자기회귀 교차지연모형 분석

    1) 연구모형의 적합도

    연구모형에서 제시한 잠재변수의 1차, 3차, 5차, 7차 및 9차의 우울과 자아존중감이 어떠한 구조적 관계를 가지는지 자기회귀 교차지연모형을 통해 검증하였다. 분석결과 CMIN/DF(1499.809/384)=3.906***, NFI=.908, TLI=.915, CFI=.930, RMSEA=.046으로 나타나 비교적 만족할만한 수준의 적합도를 보여, 잠재변수들 간 인과관계에 대한 자기회귀 교차지연모형의 적합성을 검증하였다.

    2) 우울과 자아존중감 간의 자기회귀 교차지연효과

    분석결과는 <Table 4>와 같다. 먼저 연구모형의 적합성을 전제로 경로동일성 검증을 위해 <Table 4>에서 제시된 잠재변수 간 종단적 경로변화를 살펴보면, 첫째, 잠재변수 우울_1차(DE_1) → 우울_3차(DE_3) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .395(p<.001, C.R.=10.075), 표준화회귀계수는 .453로 유의한 반면, 잠재변수 우울_1차(DE_1) → 자아존중감_3차(SE_3) 간 교차경로에서는 부적(-) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 -.137(p<.001, C.R.= -4.392), 표준화회귀계수는 -.217로 유의하였다. 그리고 잠재변수 자아존중감_1차(SE_1) → 자아존중감_3차(SE_3) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .524 (p<.001, C.R.=9.273), 표준화회귀계수는 .548로 유의한 반면, 잠재변수 자아존중감_1차(SE_1) → 우울_3차(DE_3) 간 교차경로에서는 부적(-) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 -.154 (p<.05, C.R.=-2.462), 표준화회귀계수는 -.117로 유의하였다.

    둘째, 잠재변수 우울_3차(DE_3) → 우울_5차(DE_5) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .323(p<.001, C.R.=6.600), 표준화회귀계수는 .332로 유의한 반면, 잠재변수 우울_3차(DE_3) → 자아존중감_5차(SE_5) 간 교차경로에서는 유의하지 않았다. 그리고 잠재변수 자아존중감_3차(SE_3) → 자아존중감_5차(SE_5) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .733(p<.001, C.R.=10.909), 표준화회귀계수는 .849로 유의한 반면, 잠재변수 자아존중감_3차(SE_3) → 우울_5차(DE_5) 간 교차경로에서는 부적(-) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 -.413(p<.001, C.R.=-5.686), 표준화회귀계수는 -.306로 유의하였다.

    셋째, 잠재변수 우울_5차(DE_5) → 우울_7차(DE_7) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .312(p<.001, C.R.=6.890), 표준화회귀계수는 .376로 유의한 반면, 잠재변수 우울_5차(DE_5) → 자아존중감_7차(SE_7) 간 교차경로에서는 유의하지 않았다. 그리고 잠재변수 자아존중감_5차(SE_5) → 자아존중감_7차(SE_7) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 1.045(p<.001, C.R.=11.050), 표준화회귀계수는 .955로 유의한 반면, 잠재변수 자아존중감_5차(SE_5) → 우울_7차(DE_7) 간 교차경로에서는 부적(-) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 -.399(p<.001, C.R.=-5.346), 표준화회귀계수는 -.309로 유의하였다.

    넷째, 잠재변수 우울_7차(DE_7) → 우울_9차(DE_9) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .791(p<.001, C.R.=10.710), 표준화회귀계수는 .737로 유의한 반면, 잠재변수 우울_7차(DE_7) → 자아존중감_9차(SE_9) 간 교차경로에서는 유의하지 않았다. 그리고 잠재변수 자아존중감_7차(SE_7) → 자아존중감_9차(SE_9) 간 자기회귀 경로에서는 정적(+) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 .322(p<.001, C.R.=6.440), 표준화회귀계수는 .328로 유의한 반면, 잠재변수 자아존중감_7차(SE_7) → 우울_9차(DE_9) 간 교차경로에서는 부적(-) 영향을 확인하였으며, 비표준화회귀계수는 -.368(p<.001, C.R.=-5.966), 표준화회귀계수는 -.318로 유의하였다.

    그리고 잠재변수와 측정변수 간 경로를 살펴보면, 우울의 경우, 잠재변수 우울_1차 → 측정변수 우울감정(DE1), 긍정적 감정(DE2), 신체 및 행동둔화(DE3), 대인관계(DE4)_1차 간의 표준화회귀계수는 .868/.651/.886/.489(p<.001, C.R.=26.143/38.341/18.452), 잠재변수 우울_3차 → 측정변수 우울감정(DE1), 긍정적 감정(DE2), 신체 및 행동둔화(DE3), 대인관계(DE4)_3차 간의 표준화회귀계수는 .839/.577/.838/.434(p<.001, C.R.=21.167/31.506/15.444), 잠재변수 우울_5차→ 측정변수 우울감정(DE1), 긍정적 감정(DE2), 신체 및 행동둔화(DE3), 대인관계(DE4)_5차 간의 표준화회귀계수는 .855/.610/ .801/.400(p<.001, C.R.=22.840/31.128/14.244), 잠재변수 우울_7차→ 측정변수 우울감정(DE1), 긍정적 감정(DE2), 신체 및 행동둔화(DE3), 대인관계(DE4)_7차 간의 표준화회귀계수는 .853/.583/.779/ .443(p<.001, C.R.=21.321/29.317/15.710), 끝으로 잠재변수 우울_9차 → 측정변수 우울감정(SE1), 긍정적 감정(DE2), 신체 및 행동둔화(SE3), 대인관계(DE4)_9차 간의 표준화회귀계수는 .811/.556/.842/ .393(p<.001, C.R.=19.912/ 30.252/13.716)로 유의하였다.

    또한 자아존중감의 경우에도 잠재변수 자아존중감_1차 → 측정변수 긍정적 자아존중감(SE1), 부정적 자아존중감(SE2)_1차 간의 표준화회귀계수는 .625/.813(p<.001, C.R.=18.385), 잠재변수 자아존중감_3차 → 측정변수 긍정적 자아존중감(SE1), 부정적 자아존중감(SE2)_3차 간의 표준화회귀계수는 .612/.742(p<.001, C.R.=19.760), 잠재변수 자아존중감_5차 → 측정변수 긍정적 자아존중감(SE1), 부정적 자아존중감(SE2)_5차 간의 표준화회귀계수는 .585/.726(p<.001, C.R.=19.292), 잠재변수 자아존중감_7차 → 측정변수 긍정적 자아존중감(SE1), 부정적 자아존중감(SE2)_7차 간의 표준화회귀계수는 .624/.750(p<.001, C.R.=20.491), 끝으로 자아존중감_9차→측정변수 긍정적 자아존중감(SE1), 부정적 자아존중감(SE2)_9차 간의 표준화회귀계수는 .690/.799(p<.001, C.R.=22.273)로 유의하였다.

    끝으로 오차 간 공분산 동일성 검증을 위해 잠재변수의 오차 간 공분산을 살펴보면, 우울_3차의 오차와 자아존중감_3차의 오차(d1 ↔ d2), 우울_5차의 오차와 자아존중감_5차의 오차(d3 ↔ d4), 우울_7차의 오차와 자아존중감_7차의 오차(d5 ↔ d6) 및 우울_9차의 오차와 자아존중감_9차의 오차 (d7 ↔ d8) 간 공분산 모두에서 통계적으로 유의하였다(p<.001).

    Ⅴ. 결론 및 논의

    본 연구는 2010년 베이비부머의 본격적 은퇴로 인한 이들의 심리적 변화의 역동성에 주목하여, 전국 단위의 종단연구인 한국복지패널 1차부터 9차까지 지속적으로 참여해온 베이비부머를 대상으로 우울과 자아존중감 간 종단적 상호영향을 자기회귀 교차지연모형을 적용하여 분석하였다. 분석결과와 정책적 함의는 다음과 같다.

    분석결과, 우울 → 우울 및 자아존중감 → 자아존중감 간 종단적 자기회귀 경로변화와 관련하여 먼저 우울의 경우, 베이비부머의 이전 시점의 우울은 시간이 지남에 따라 이후 시점의 우울에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나 노인의 경우 이전 시점의 우울은 시간이 지남에 따라 이후 시점의 우울에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 결과[27]와 일치한다. 또한 자아존중감의 경우, 이전 시점의 자아존중감 또한 시간의 지남에 따라 이후 시점의 자아존중감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나 노인의 경우 이전 시점의 긍정적 및 부정적 자존감이 시간이 지남에 따라 이후 시점의 긍정적 및 부정적 자아존중감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 결과[27]와 일치한다. 따라서 이러한 결과는 시간의 흐름에 따라 베이비부머의 우울 → 우울 및 자아존중감 → 자아존중감 간 종단적 관계는 유의한 자기회귀적 관계를 갖고 있어서 우울 또는 자아존중감의 문제가 있는 베이비부머의 경우 이러한 문제가 지속되고 있음을 알 수 있었다.

    둘째, 우울⇄자아존중감 간 종단적 교차경로 변화와 관련하여 먼저 우울의 경우, 잠재변수 우울_1차 → 자아존중감_3차의 교차경로만 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나 이 경로에서만 이전 시점의 우울이 이후 시점의 자아존중감에 미치는 교차지연효과를 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 국내외 아동･청소년을 대상으로 우울과 자존감의 인과관계를 살핀 연구결과[10, 21, 42, 43, 55, 59]와 일부 경로를 제외하면 일치된 결과이며, 또한 노인을 대상으로 이전 시점의 우울이 높을수록 다음 시점의 긍정적 자존감이 낮고, 부정적 자존감이 높다는 결과, 즉 이전 시점의 우울은 이후 시점의 긍정적 및 부정적 자존감을 유의하게 예측한 결과[27]와도 일부 경로를 제외하면 일치된 결과이다. 반면 자아존중감의 경우, 잠재변수 자아존중감_1차 → 우울_3차, 잠재변수 자아존중감_3차 → 우울_5차, 잠재변수 자아존중감_5차 → 우울_7차, 잠재변수 자아존중감_7차 → 우울_9차 등 모든 교차경로에서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나 모든 교차경로에서 이전 시점의 자아존중감이 이후 시점의 우울을 유의하게 예측하는 교차지연효과를 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 청소년의 자존감과 우울의 인과관계를 살핀 연구결과[10, 21, 42, 43, 55, 59], 그리고 청소년과 대학생을 대상으로 이전 시점의 자존감이 다음 시점의 우울에 대하여 유의한 효과를 갖는다는 연구결과[57, 64]와 일치하며, 노인을 대상으로 이전 시점의 자존감이 이후 시점의 우울을 유의하게 예측한다는 연구결과[27, 48]와도 일치한다. 따라서 우울⇄자아존중감 간 교차지연효과를 요약하면, 비록 일부 경로에서 우울이 자아존중감을 유의하게 예측하지 못했지만, 전체적인 교차경로를 고려하면, 이전 시점의 우울이나 자아존중감이 이후 시점의 자아존중감이나 우울을 유의하게 예측하였기에 자아존중감⇄우울 간 종단적 관계는 상호순환적 효과가 있음을 시사한다고 할 수 있겠다.

    따라서 이러한 연구결과와 논의를 통해 베이비부머의 우울과 자아존중감에 대한 사회복지적 함의를 제시하면 다음과 같다.

    첫째, 베이비부머의 우울에 대한 사정이나 개입시 대상 집단의 라이프사이클(life cycle) 측면에서 우울을 살펴볼 필요가 있다. 라이프사이클 측면에서 우울의 외현화 문제는 오히려 주위의 우려를 불러일으킬 수도 있지만 이러한 접근방법은 우울에 대한 사정이나 개입 시기를 찾아내는데 유용하게 활용할 수 있기 때문이다. 따라서 우울의 문제에 대한 사회복지적 프로그램을 개발할 때 라이프 사이클 측면에서 우울을 파악하고 시기적절한 개입 시점을 확인하고 우울완화프로그램을 개발·제공함으로써 프로그램 개입의 효과성을 담보 받을 수 있을 것이다. 예컨대 본 연구의 결과와 같이 1차년도(2006년) 기준으로 43-51세의 베이비부머는 우울증에 대한 인식이나 우울증 여부 진단에서 34-42세의 베이비부머 이후세대보다는 높고, 52-60세의 베이비부머 이전세대보다는 낮은 상태에서 시작하여 7차년도(2012년)를 저점으로, 즉 베이비부머 이후세대의 경우 40-48세, 베이비부머의 경우 49-57세, 베이비부머 이전세대의 경우 58-66세까지 하락하다가 다시 상승 반전한다는 점에 유의할 필요가 있다. 다시 말해, 베이비부머의 우울에 대한 사정이나 개입시 발달적 시기에 따라 적절한 접근을 할 필요가 있음을 시사한다.

    둘째, 자아존중감은 심리적 자원으로서 베이비부머의 우울에 대한 버팀목의 역할을 할 수 있으므로 이들 집단의 라이프사이클 측면에서 자아존중감의 변화를 살펴볼 필요가 있다. 이렇게 함으로서 우울의 예측변수로 자아존중감에 대한 사정이나 개입 시기를 찾아내는데 유용하게 활용할 수 있다. 따라서 자아존중감 향상을 통한 우울을 완화하기 위한 사회복지적 프로그램을 개발할 때 라이프사이클 측면에서 자아존중감을 파악하고 시기적절한 개입 시점을 확인하고 프로그램을 개발·제공함으로써 프로그램 개입의 효과성을 담보 받을 수 있을 것이다. 예컨대 본 연구의 결과와 같이 1차년도(2006년) 기준으로 43-53세의 베이비부머의 자아존중감은 52-60세의 베이비부머 이전세대보다는 높고, 34-42세의 베이비부머 이후세대와 비슷한 상태에서 시작하여 5차년도(2010년)를 정점으로, 즉 베이비부머 이후세대의 경우 38-46세, 베이비부머의 경우 47-55세, 베이비부머 이전세대의 경우 56-64세까지 상승하다가 하락 반전한다는 점에 유의할 필요가 있다. 베이비부머의 자아존중감에 대한 사정이나 개입시 발달적 시기에 따라 적절한 접근을 할 필요가 있음을 시사한다.

    셋째, 본 연구결과에서 베이비부머의 우울 → 우울 및 자아존중감 → 자아존중감 간 종단적 관계는 유의한 자기회귀적 관계로 검증되어 우울 및 자아존중감 간 자기회귀적 문제는 한 시점에만 나타나는 문제가 아니라 지속적으로 진행될 문제로 부각되었다. 따라서 이들의 우울 및 자아존중감 간 자기회귀적 문제에 대한 사회복지적 개입은 단편적이 아니라 지속적이고 사후 관리가 가능한 통합적 개입이어야 할 것이다.

    넷째, 본 연구결과에서 우울 ⇄자아존중감 간 종단적 관계는 양방향 모두 중요한 인과적 관계로 검증이 되어 결국 자아존중감⇄우울 간 상호순환적 효과가 있음임을 확인할 수 있었다. 즉 우울⇄자아존중감 간에 대한 문제는 동시다발적으로 발생할 수 있다는 것이다. 따라서 이러한 결과는 우울 및 자아존중감에 대한 사회복지적인 개입 및 접근 시 두 변인의 문제를 함께 예방하고 치료할 수 있는 통합적 프로그램 개발의 필요성을 의미한다. 예컨대, 우울이 자아존중감의 역기능적인 효과로 인해 다시 우울해진다는 결과는 자아존중감을 변화시키려는 타인으로부터의 긍정적 피드백, 긍정적 인정을 하기, 개인의 강점을 찾아서 강조하기[14] 등 긍정성 강화개입이나 상담개입 등 인지적 개입과 더불어 우울의 변화를 유발할 수 있는 유쾌한 활동 참여시키기[10, 59], 대인관계 욕구의 충족, 가족의 지지 등 실천적 기법을 활용하거나, 혹은 자아존중감이 우울의 역기능적인 효과로 인해 다시 자아존중감이 약화된다는 결과는 우울을 변화시키려는 실천적 개입과 더불어 자아존중감의 변화를 촉진할 수 있는 인지적 개입을 활용할 수 있는 통합적 프로그램 개발의 필요성을 역설한다[27].

    끝으로, 본 연구는 우울과 자아존중감 간의 관계를 다룬 종단적 연구에서 거의 다루지 않았던 베이비부머를 대상으로 두 변인 간의 종단적 인과관계를 검증한 연구이다. 따라서 본 연구는 우울과 자아존중감 간의 관계에 대한 아동·청소년 및 일부 성인 등을 대상으로 했던 선행연구에서 제시된 상이한 견해를 베이비부머를 대상으로 자기회귀 교차지연 모델 분석을 통해 경험적으로 비교․검증하였다는 점에서 의의를 찾을 수 있다. 따라서 후속연구는 본 연구의 결과를 토대로 두 변인 간의 인과적 발달궤적을 다루거나 혹은 두 변인의 인과관계에 미치는 인구사회학적 변수를 통제한 연구가 지속적으로 이어지길 기대한다. 결국 베이비부머의 우울과 자아존중감 간의 관계에 관련된 정신건강상의 문제는 일시적인 단순한 문제로 자연스럽게 해결되는 것이 아니라 시간의 지속적인 흐름 속에서 반복적으로 나타날 수 있기 때문에 시기적절하고 효과적인 실천기법을 개발하여 건강한 정신을 유지할 수 있도록 함으로써 향후 이들 세대에게 다가올 노년기 정신건강 문제를 사전에 예방해 나갈 필요가 있다.

    Figure

    719_F1.jpg

    Research Model

    Table

    Sociodemographic Characteristics of Baby-Boomers Unit: n(%)

    Descriptive Statistics, Normality Distribution of Latent Variable

    Descriptive Statistics among Cohorts

    Parameter of Autoregressive Cross-lagged Model

    p < .05, **p <.01, ***p <.001

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