서 론

비자살적 자해(non-suicidal self-injury, NSSI)는 자살의 의도 없이 직접적이고 고의적으로 자신의 신체를 훼손하는 행위로 정의된다[1]. 미국정신의학회는 DSM-5의 추가연구가 필요한 진단적 상태 중 하나로 비자살적 자해를 분류하면서 지난 12개월간 5일 이상 자살 의도 없이 자신의 신체에 상처, 멍, 통증을 유발하는 행위를 진단 기준으로 제시한 바 있다[2,3]. 비자살적 자해는 자살시도와 구분되는 행동으로 여겨지지만 자해 경험이 누적될수록 자살에 대한 두려움이 감소하면서 자살시도로 이행될 위험이 높아진다[3,4].

청소년기는 비자살적 자해의 발병이 시작되는 시기인데, 대체적으로 만 12세에서 14세 사이에 자해 행동이 처음 나타나며 이후 청년기까지 반복적으로 지속되는 생하는 자해 행동에 대한 조기 식별과 개입이 자살로의 이행을 차단하는 일차적 과제로 지적된다[7,8].

관련 실태를 살펴보면, 2018년 교육부의 학생정서ㆍ행동특성검사에서 중학생 51만여 명 중 약 7.9% (40,505명)가 자해 경험을 보고하여 고등학생(6.4%)보다 높은 비율을 나타냈다[2,3]. 또한 질병관리청에 따르면[9], 2022년 기준 응급실을 찾은 청소년 중 18.2%가 자해나 자살시도로 인한 내원이었는데, 이러한 수치는 10년 전의 기록과 비교했을 때 약 11%가 증가한 수치였다. 중학생의 자해 행동은 단순한 신체적 손상에 그치지 않고 죄책감, 수치심, 분노와 같은 부정적 정서를 야기할 수 있으며, 학업 결손, 우울증, 자살시도와 같은 후속 문제로 이어질 수 는 요인을 면밀하게 규명하고 그 메커니즘을 밝히는 노력은 청소년의 정신건강을 증진시키고 자해 행동 및 자살을 예방하기 위한 필수적 과제라 할 수 있다.

중학생의 비자살적 자해에 영향을 미치는 다양한 요인 중에서 일상생활 스트레스는 가장 근접한 환경적 아닌 일상에서 반복적, 지속적으로 경험하는 부담스러운 사건과 그에 대한 지각된 부정적 평가의 총합을 의미한다[6]. 청소년이 일상에서 경험하는 스트레스원은 부모와의 관계, 학업 부담, 교사 및 또래 관계, 신체적 변화, 경제적 문제 등으로 다양하며, 이러한 스트레스들은 누적되어 복합적으로 나타나기 때문에 단일 외상 사건보다 정신건강에 더 위협적인 결과를 초래할 수 있다[6,11].

Lazarus와 Folkman [12]의 인지적 평가-대처 모델(Cognitive Appraisal-Coping Model)에 따르면, 스트레스는 객관적인 촉발 사건 자체보다 그 사건에 대한 개인의 인지적 평가와 대처자원의 부족이 결합되어 부정적 러한 관점은 Chapman 등[13]이 제안한 경험회피 모델(Experiential Avoidance Model)과 결합될 때 자해 스 사건에서 유발된 분노, 슬픔, 좌절과 같은 부정적 일시적으로 완화하기 위한 수단으로 비자살적 자해를 선택하게 된다고 설명한다[2,3]. 즉, 이러한 설명을 본 연구에 적용해보면, 중학생의 일상생활 스트레스는 부정적 정서를 활성화시키고, 이를 효과적으로 조절하지 못할 때 자해 행동을 부적 강화의 기제로 사용할 수 있다.

실제로 청소년이 일상생활 스트레스를 지각할수록 비자살적 자해 행동을 더 많이 경험하는 것으로 보고되어 왔다[6울과 불안을 매개로 자해 행동을 증가시킨다는 연구 결과[14], 부정적 스트레스 생활 사건이 중학생의 자해를 정적으로 예측한다는 연구 결과[15-17], 대인관계 스트레스가 반추를 매개로 자해에 영향을 미친다는 연구 결과[18] 등이 보고되었다. 국내 연구에서는 청소년을 대상으로 한 해에 직접적인 영향을 미치는 것으로 확인된 바 있다. 또한 코로나19 상황에서 청소년의 지각된 스트레스가 비자살적 자해를 정적으로 예측한다는 결과도 보고되었다[20].

이러한 이론적, 실증적 근거를 종합하면, 중학생의 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 영향을 미칠 수 있는 위험요인임을 알 수 있다. 하지만 국내 선행연구는 전국에서 표집된 중학생을 대상으로 이를 검증한 경우가 매우 지각한 일상생활 스트레스 수준이 높을수록 비자살적 자해 수준이 높을 것으로 예상하고자 한다.

한편, 동일한 수준의 일상생활 스트레스에 노출되더라도 모든 중학생이 자해 행동을 하는 것은 아닌데, 이는 할 수 있음을 의미한다. 본 연구는 이와 같은 조절요인으로 중학생의 불안에 주목하고자 한다. 불안은 아직 발생하지 않은 미래의 위협에 대한 정서반응으로 신체적으로 과도한 각성, 인지적 걱정, 회피적 행동 경향이 결합된 부정적 정서 상태를 의미한다[21,22].

청소년기는 신체적, 심리사회적 변화가 급격히 이루어지는 시기로 환경적 요구와 대처자원 사이의 불균형이 Monroe와 Simons [23]의 취약성-스트레스 모델(Diathesis-Stress Model)에 따르면, 동일한 강도의 약성의 수준에 따라 부정적인 결과로 전환되는 경로의 을 강화하는 정서적 취약성으로 작용할 수 있다. Clark과 Watson [24]의 삼원 모델(Tripartite Model)이 제시한 바와 같이 불안은 우울과 공유하는 부정적 정서성에 더하여 생리적 과잉 각성이라는 고유한 차원을 포함하며, 이 임계치를 낮추는 핵심 기제로 작동한다. 또한 Chapman 이 높은 청소년은 부정정서를 회피하려는 동기가 강하여 의존할 가능성이 크다. 즉, 중학생의 일상생활 스트레스가 자해 행동으로 이행되는 경로는 불안의 수준이 높을수록 더 두드러질 것으로 예측된다.

선행 연구의 실증적 결과도 이러한 가설을 뒷받침한다. Shi 등[25]의 메타분석에서는 불안과 비자살적 자해 간에 일관된 정적 관련성이 확인되었고, Guan 등[26]의 네트워크 분석에서는 우울 및 불안 증상이 청소년 자해 행동의 중심점 역할을 하는 것으로 밝혀졌다. Chen 등[14]의 연구에서도 학업 스트레스 및 학교폭력이 불안을 매개로 자해 행동에 영향을 미친다는 점이 확인되었다. 국내 연구에서 Lee [19]는 청소년의 일상생활 스트레스가 비자살적자해에 미치는 영향에서 한부모가정 여부에 따른 불안의 조절된 매개효과가 나타남을 실증하였다. 또한 자해 청소년의 상담 사례 연구에서도 불안은 자해 행동을 촉발하고 지속시키는 핵심 정서로 일관되게 보고되어 왔다[3,8].

기존 연구들은 불안을 매개변수로 다룬 경우가 상대적으로 많은 반면, 불안을 지속되는 정서적 취약성으로 화하는 조절변수로 활용한 연구는 부족한 실정이다. 본 연구는 이러한 공백을 메우고자 하며, 앞선 논의를 토대로 중학생의 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향이 불안 수준이 높아질수록 더 크게 나타날 것으로 가정하고자 한다.

중학생의 불안이 비자살적 자해에 대한 일상생활 스트레스의 영향을 강화하는 위험요인이라면, 이러한 위험을 완화시킬 수 있는 보호요인을 함께 살펴볼 필요가 있다. 하고자 한다. 자아존중감은 자신의 가치에 대한 전반적인 평가이자 자신을 가치 있고 존중받을 만한 존재로 지각하는 정도를 의미하며[27], 청소년의 심리적 적응과 정신건강을 결정하는 핵심 자원으로 보고되어 왔다[20,28].

Garmezy [29]와 Rutter [30]가 제시한 회복탄력성 모델(Resilience Model)은 동일한 위험에 노출된 청소년 중 일부가 긍정적으로 적응하는 현상을 설명하면서 위험요인의 효과는 개인이 보유한 보호요인과의 상호작용에 의해 결정된다는 위험-보호 패러다임을 정립하였다. Luthar 등[31]은 이러한 보호효과를 보다 정교화하여 보호요인이 위험요인의 부정적 영향을 차단하거나 약화시키는 작동 양상을 보호 안정화 패턴으로 명명하였는데, 이는 다. 자아존중감이 높은 청소년은 스트레스 상황에 대하여 보다 적극적이고 효율적으로 대처하며, 위협을 자신의 자원으로 다룰 수 있는 것으로 재평가하는 경향이 있어 스트레스 사건이 부정적 정서를 통해 부적응적 행동으로 이행되는 과정을 차단할 수 있다[27].

실증적으로도 자아존중감은 청소년의 스트레스가 자살생각이나 자해 행동으로 이행되는 경로를 완화하는 보호요인으로 일관되게 보고되어 왔다. 예를 들면, Kim과 Seo [20]는 코로나19 상황에서 청소년의 지각된 스트레스와 비자살적 자해의 관계를 자아존중감이 유의하게 조절함을 보고하였으며, Lan 등[15]은 중국 아동을 대상으로 스트레스 사건과 우울이 자해 행동에 미치는 영향을 자아존중감이 완충한다는 결과를 제시하였다. 또한 Wei 등[16]도 스트레스 생활 사건이 자해 행동에 미치는 영향에서 자아존중감의 보호 역할을 확인한 바 있다. 더하여 자아존중감은 우울과 불안이 자살사고에 이르는 경로를 조절하는 보호요인으로 작용한다는 연구가 청소년 표본에서 반복적으로 확인되었다[21,22].

이러한 이론적, 실증적 근거를 종합할 때, 자아존중감은 불안이 일상생활 스트레스의 자해에 대한 영향을 것으로 예측할 수 있다. 즉, 자아존중감 수준이 낮은 중학생 집단에서는 불안의 강화 조절효과가 더 크게 나타나는 반면, 자아존중감 수준이 높은 중학생 집단에서는 불안의 의 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향에서 불안의 조절효과는 자아존중감의 수준에 의해 다시 조절될 것이라 가정하고자 한다.

이상에서 살펴본 연구의 필요성을 기반으로 본 연구는 중학생의 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 중감에 따른 불안의 조절된 조절효과를 규명하고자 한다. 본 연구는 비자살적 자해가 본격적으로 발현되는 중학생 시기의 청소년을 표적 집단으로 설정함으로써 자해 행동이 만성화되기 이전 단계에서의 예방적 개입을 위한 근거를 제공하고자 한다. 특히 본 연구는 연구가설의 검증을 통해 자해 행동의 위험이 가장 높은 하위집단, 즉 일상생활 스트레스와 불안이 높으면서 자아존중감이 낮은 중학생을 식별하는 실증적 근거를 제공하여 학교 기반의 정신건강 선별검사와 단계별 개입 전략 수립에 직접적으로 기여하고자 한다.

본 연구는 다음과 같은 명확한 기여점을 지닌다. 그동안국내의 자해 관련 연구는 일반 청소년 또는 고등학생 및 대학생을 대상으로 한 사례가 다수였던 반면[6], 중학생을 단일 표본으로 하여 위험요인과 보호요인의 조절된 조절효과를 검증한 경우는 상대적으로 부족하였다는 점에서 본 연구는 학술적 차별성을 지닌다. 또한 본 연구는 불안을 매개변수로 다루어 온 기존 연구의 흐름[14,19]에서 념화하여 조절변수로 검증함으로써 스트레스와 자해 관계의 개인차를 설명하는 새로운 분석틀을 제시한다. 더하여 본 연구는 자아존중감이 불안의 조절효과를 약화시키는 2차 조절변수로 작동하는지를 규명하는 조절된 조절효과 분석을 수행함으로써 위험요인과 보호요인의 상호작용이라는 회복탄력성 패러다임을 비자살적 자해 연구에 적용한다. 이는 단순 조절효과의 검증을 넘어 위험요인과 보호요인 간 상호작용의 메커니즘을 규명한다는 점에서 이론적 의의를 지닌다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 중학생이 일상에서 지각하는 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향을 검증하고, 이 관계에서 과를 규명하기 위해 설계되었다. Fig. 1에 제시된 바와 같이 본 연구의 모형은 일상생활 스트레스(X)를 독립변수로 절변수로 자아존중감(Z)을 불안의 조절효과를 다시 조절하는 2차 조절변수로 위치시킨 조절된 조절효과 검증 모형이다. 즉, 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 러한 불안의 조절효과가 다시 자아존중감의 수준에 따라 조절되는지 검증하는 삼원 상호작용 모형이다.

2. 분석자료

본 연구는 한국청소년정책연구원이 수행한 「2021년 10대 청소년 정신건강 실태조사」의 원자료를 분석에 으로 진단하고 근거 기반의 정책 수립에 필요한 기초자료를 생성할 목적으로 기획된 전국 단위 조사이며, 모집단은 전국 17개 시ㆍ도에 거주하는 초등학교 4학년부터 고등학교 3학년까지의 재학 청소년과 학교 밖 청소년이다. 표집은 지역과 학교급을 층화 기준으로 설정하고 학교를 1차 집락 단위로 하는 층화집락표집 방식으로 이루어졌으며, 자료는 전문 조사기관의 온라인 시스템을 통해 수행되었다(IRB No. 202106-HR-고유-009).

본 조사에 참여한 응답자는 총 6,689명이다. 본 연구는 학교라는 동질적 생활 환경 안에서 청소년이 경험하는 문에 비확률적 방식으로 별도 모집된 학교 밖 청소년을 분석 대상에서 제외하였다. 또한 본 연구가 주목한 발달 단계인 중학생 시기에 한정하여 자료를 분석하고자 재학 청소년 가운데 중학교에 재학 중인 응답자만을 선별하였다. 이러한 절차를 통해 최종적으로 본 연구의 분석 표본으로 중학생 1,948명의 자료가 활용되었다.

3. 측정도구

1) 종속변수: 비자살적 자해

본 연구의 종속변수인 비자살적 자해는 실태조사에 포함된 5개 문항을 통해 측정되었다. 실태조사 연구진은 Kim 등[33]이 개발한 한국판 자해 척도(Korean version of Self Harm Inventory, K-SHI)를 참고하여 청소년 연구에 적합한 5개의 문항을 선별하였다. 문항은 칼로 상처 내기, 스스로를 때리기, 머리 박기, 몸을 긁어 상처 내기, 고의로 부상을 입히기와 같은 자해 행위의 다양한 양상에 대한 경험 여부를 묻고 있으며, 응답자는 각 항목에 대해 '예(1점)' 또는 '아니오(0점)'로 답하도록 되어 있다. 본 연구에서는 5개 문항의 점수를 합산한 총점을 분석에 활용하였으며, 총점이 높을수록 비자살적 자해 행동의 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출된 문항 간 내적 신뢰도(Cronbach's α)는 .888로 양호한 수준이었다.

2) 독립변수: 일상생활 스트레스

본 연구의 독립변수인 일상생활 스트레스는 Yoon과 Kim [34]이 청소년을 대상으로 타당화한 한국판 지각된 Scale for Adolescents)를 활용하여 측정하였다. 본 척도는 학업, 대인관계, 일상적 사건 등 청소년이 자주 있다. 각 문항은 '전혀 없었다(0점)'에서 '매우 자주 있었다(4점)'까지의 5점 리커트 척도로 응답하며, 긍정적으로 에 사용하였다. 본 연구에서는 10개 문항의 총점을 산출하여 활용하였고, 점수가 높을수록 일상에서 지각하는 스트레스의 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 .696으로 나타났다. 이는 기준치인 .70에 근접한 수준으로 본 척도가 청소년의 다차원적인 스트레스원을 포괄하는 총 10개 문항으로 구성되어 있고, 역코딩 문항이 포함되어 있다는 점을 감안할 때 연구에 활용하기에 수용 가능한 수준의 신뢰도로 판단하였다.

3) 조절변수: 불안

본 연구의 조절변수인 불안은 Kim 등[35]이 개발한 한국형 정신건강 선별 도구(Mental Health 항을 활용하여 측정하였다. 본 척도는 지난 2주간 응답자가 경험한 걱정과 긴장, 초조감, 집중 곤란, 신체적 과각성 증상 등 일상에서 나타나는 불안의 정서ㆍ인지ㆍ신체적 항은 '결코 그렇지 않다(0점)'에서 '항상 그렇다(4점)'까지의 5점 척도로 응답한다. 본 연구에서는 11개 문항의 총점을 산출하여 불안 수준의 지표로 사용하였으며, 점수가 높을수록 불안 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 .925였다.

4) 조절변수: 자아존중감

본 연구의 두번째 조절변수인 자아존중감은 한국아동ㆍ청소년패널조사에서 활용된 자아존중감 척도[36]를 통해 측정하였다. 본 척도는 스스로에 대한 만족감, 자신의 장점과 가치에 대한 인식, 타인과의 비교에서의 유능감 등 자아존중감의 핵심 구성요소를 반영한 총 10개 문항으로 이루어져 있다. 응답은 '전혀 그렇지 않다(1점)'에서 '매우 그렇다(4점)'까지의 4점 리커트 척도로 이루어지며, 부정적으로 진술된 2번, 5번, 6번, 8번, 9번 문항은 역코딩한 후 분석에 활용하였다. 본 연구에서는 10개 문항의 총점을 산출하여 활용하였으며, 점수가 높을수록 자아존중감 수준이 높음을 나타낸다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 .846으로 안정적인 수준이었다.

5) 통제변수

본 연구는 비자살적 자해에 영향을 미칠 수 있는 인구사회학적 특성을 통제하기 위해 선행연구의 논의[2,19]를 투입하였다. 성별은 여자를 0, 남자를 1로 부호화하였고, 부모 혼인상태는 사별/별거/이혼 상태인 경우를 0, 혼인 상태인 경우를 1로 부호화하였다. 가구 경제수준은 1점에서 7점까지의 연속변수로 측정하였으며, 점수가 높을수록 가구의 경제적 수준이 높음을 의미한다.

4. 자료분석

본 연구의 가설 검증을 위한 자료 분석은 SPSS for Windows 25.0과 Hayes [37]가 개발한 PROCESS Macro v4.0을 활용하여 다음의 절차로 진행되었다. 첫째, 분석 대상의 인구사회학적 특성을 파악하기 위해 통제변수(성별, 부모 혼인상태, 가구 경제수준)에 대한 빈도분석과 기술통계 분석을 실시하였다. 둘째, 주요 변수인 포 특성과 정규성 가정의 충족 여부를 확인하기 위해 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 산출하였고, 변수 간 관련성을 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 직접적인 영향(가설1)귀분석을 수행하였다. 넷째, 일상생활 스트레스와 비자살적 자해의 관계에서 불안의 조절효과(가설 2)를 확인하기 위해 PROCESS Macro의 Model 1을 적용하였다. 상호작용항 산출 시 발생할 수 있는 다중공선성 문제를 사전에 차단하기 위해 독립변수와 조절변수를 평균중심화 처리하였으며, 불안 수준(평균 및 평균±1표준편차)에 따른 중감의 수준에 의해 다시 조절되는지를 검증(가설 3)하기 위해 PROCESS Macro의 Model 3을 활용하였다. 평균중심화된 삼원 상호작용항(스트레스×불안×자아존중감)의 유의성을 검토하였으며, 불안과 자아존중감의 수준(평균 및 평균±1표준편차)별 조합에 따른 조건부 효과를 산출하였다. 모든 회귀분석에서 성별, 부모 혼인상태, 가구 된 원자료는 복합표본 설계에 따른 가중치가 부여되어 단만을 선별하여 분석하는 본 연구의 특성을 고려하여 분석에 반영하지 않았다. 전체 가중치를 하위집단에 방지하고, 가중치 구조를 반영할 수 없는 PROCESS Macro를 활용한 삼원 상호작용 분석을 고려하여 본 연구에서는 가중치를 적용하지 않은 원자료를 활용하여 분석을 수행하였다.

결 과

1. 분석 대상의 인구사회학적 특성

본 연구의 분석에 활용된 중학생 1,948명의 인구사회학적 특성은 Table 1과 같다. 성별 분포를 보면 남학생이 1,041명(53.4%), 여학생이 907명(46.6%)으로 남학생의 비율이 다소 높게 나타났다. 부모의 혼인상태를 살펴보면 혼인 중인 가정에 속한 학생이 1,751명(89.9%)으로 대다수를 차지하였고, 사별/별거/이혼을 경험한 가정의 학생은 197명(10.1%)이었다. 가구의 경제적 수준은 1점에서 7점 사이의 분포를 보였으며, 평균 4.64점(SD=1.06)으로 중간 수준을 다소 상회하는 것으로 확인되었다.

2. 주요변수의 특성

본 연구에 투입된 주요 변수의 기술통계 및 변수 간 상관관계 분석 결과를 Table 2에 제시하였다. 독립변수인 일상생활 스트레스의 평균은 16.49점(SD=6.02, 범위 0~40점)이었고, 왜도와 첨도가 각각 0.267, 0.698이었다. 1차 조절변수인 불안의 평균은 4.01점(SD=6.77, 범위 0~44점)이었고, 왜도 2.476, 첨도 6.819로 분석되었다. 2차 조절변수인 자아존중감의 평균은 30.07점(SD=5.79, 범위 10~40점)이었고, 왜도 −0.473, 첨도 −0.094로 나타났다. 종속변수인 비자살적 자해의 평균은 0.73점(SD=1.46, 범위 0~5점)이었고, 왜도 2.033, 첨도 2.850으로 확인되었다.

변수 간 상관관계를 살펴보면, 일상생활 스트레스는 불안과 강한 정적 상관(r=.604, p＜.001), 자아존중감과 상관(r=.193, p＜.001)을 보였다. 불안은 자아존중감과부적 상관(r=−.494, p＜.001), 비자살적 자해와 정적 상관(r=.230, p＜.001)을 나타냈으며, 자아존중감은 비자살적 자해와 부적 상관(r=−.196, p＜.001)을 보였다.

3. 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향

가설 1의 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 직접적 영향을 검증하기 위해 성별, 부모 혼인상태, 가구의 경제적 수준을 통제변수로 투입한 다중선형 회귀분석을 실시하였고, 그 결과는 Table 3과 같다. 모형의 적합도는 통계적으로 유의하였고(F=19.007, p＜.001), 일상생활 스트레스(B=0.046, p＜.001)는 비자살적 자해에 통계적으로 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 즉, 중학생이 일상에서 지각하는 스트레스 수준이 높아지면, 비자살적 자해 수준이 것으로 나타나 가설 1은 지지되었다.

4. 불안의 조절효과

가설 2에서 설정한 불안의 조절효과를 검증하기 위해 평균중심화한 일상생활 스트레스와 불안 변수 및 두 귀모형에 투입하였고, 그 결과는 Table 4에 제시되어 있다. 모형의 적합도는 유의하였고(F=21.016, p＜.001), p=.003)은 비자살적 자해에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다. 본 연구가 주목한 일상생활 스트레스와 불안의 상호작용항(B=0.002, p=.013)은 통계적으로 유의한 정적 영향을 보였으며, 상호작용항 추가에 따른 설명력의 증가는 통계적으로 유의하였다(F=6.142, p=.013). 이는 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향이 불안의 수준에 따라 더 커지는 강화 조절효과가 나타남을 의미한다.

본 결과에서 상호작용항의 계수 크기가 주효과에 비해 작게 나타나 해석에 있어 신중함을 기해야 한다. 도의 단위가 달라 계수 크기를 평면적으로 직접 비교하는 것은 적절하지 않다. 따라서 이어서 살펴보는 단순기울기 분석을 통한 조절변수 수준에 따른 회귀계수의 변화와 그 의미를 살펴보는 것이 중요하다. 또한 비자살적 자해는 발현의 빈도 자체가 낮고 복합적인 심리 상태가 반영되는 행동이므로 이러한 자해의 발현 과정에서 일상생활 스트레스와 불안이 결합할 때 발생하는 독자적인 상호작용 효과를 포착했다는 점에서 본 연구의 결과는 학술적, 임상적 가치를 지닌다.

Table 4에 제시한 조절효과의 구체적인 양상을 확인하기 위해 불안의 상중하(평균 및 평균±1표준편차) 지점에서 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 조건부 효과의 회귀계수를 산출하였고, 그 결과는 Table 5와 같다. 불안이 평균보다 1표준편차 낮은 수준에서는 조건부 회귀계수가 0.015 (p=.036)로 유의하였고, 평균 수준에서는 0.022 (p=.001), 평균보다 1표준편차 높은 수준에서는 0.034 (p＜.001)로 나타났다. 즉, 불안 수준이 높아질수록 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향이 더 증가했으며, 이는 가설 2가 지지되었음을 보여준다.

5. 불안과 자아존중감의 조절된 조절효과

가설 3에서 설정한 자아존중감에 따른 불안의 조절된 조절효과를 검증하기 위해 PROCESS Macro Model 3을 계적으로 유의하였고(F=16.017, p＜.001), 자아존중감(B=−0.025, p=.002)은 비자살적 자해에 부적으로 유의한 영향을 미쳤다. 본 연구의 핵심 관심사인 삼원 상호작용항(DS×ANX×SE)은 통계적으로 유의한 정적 영향을 보였으며(B=0.0002, p=.017), 상호작용항의 추가에 따른설명력의 증가 또한 통계적으로 유의하였다(F=5.728, p=.017). 이와 같은 삼원 상호작용항의 결과는 가설 3을 지지하는 것으로 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향에서 나타나는 불안의 조절효과가 자아존중감의 수준에 따라 다시 조절됨을 의미한다.

이원 상호작용 결과와 마찬가지로 삼원 상호작용항의 회귀계수 크기가 작게 나타나 해석에 신중을 기할 필요가 어 각 변수의 척도 단위 변화에 따른 계수의 직접 비교가 어려우며, 주효과와 이원 상호작용 효과를 모두 통제한 후 남은 극히 일부분의 순수한 잔여 변량만을 설명한다는 통계적 특성을 감안해야 한다. 통계학적으로 고차 상호작용은 유의성을 확보하는 것 자체가 어렵다는 점을 고려할 때[38], 본 연구에서 삼원 상호작용 효과가 유의하게 나타난 것 자체가 중요한 의미를 지닌다. 임상적 관점에서도 비자살적 자해라는 고위험 행동을 예측함에 있어 스트레스와 불안이라는 위험요인의 결합이 자아존중감이라는 개인의 내적 보호요인의 수준에 따라 어떻게 완화되거나 증폭되는지 그 미세하고 복잡한 기제를 통계적으로 포착해냈다는 점에서 본 결과는 학술적, 임상적 가치를 지닌다. 통해 자아존중감의 상하 집단별로 불안의 조절효과 양상이 어떻게 달라지는지 그 질적인 변화의 양상을 파악하는 것이 결과의 해석에 있어 보다 중요하다고 판단된다.

Table 6에 제시한 삼원 상호작용의 구체적인 양상을 해석하기 위해 불안과 자아존중감의 평균 및 평균±1표준편차의 9개 조합에서 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향의 조건부 회귀계수를 산출하였다. Table 7에 제시한 조건부 회귀계수를 살펴보면, 자아존중감의 체적으로 자아존중감이 평균보다 1표준편차 낮은 집단에서는 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 기는 저불안(B=0.032, p=.009), 평균 불안(B=0.028, p=.008), 고불안(B=0.023, p=.047) 순으로 오히려 다소 감소하는 경향을 보였다. 이는 자아존중감이 결여된 취약한 상태에서는 불안 수준이 낮더라도 스트레스 그 시사한다. 반면, 자아존중감이 평균 수준인 집단에서는 저불안(B=0.015, p=.097)과 고불안(B=0.021, p=.084)의 경우 영향력이 한계적 수준에 머물렀고, 평균 불안의 경우에서만 통계적으로 유의하였다(B=0.017, p=.038). 과 관계없이 일상생활 스트레스의 효과가 모두 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었다(저불안 B=−0.002, p=.855; 평균 불안 B=0.006, p=.577; 고불안 B=0.018, p=.270).

이와 같은 결과를 종합해보면, 자아존중감이 높은 중학생 집단에서는 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 한다. 즉, 자아존중감이 불안의 강화 조절효과를 완충하는 보호자원으로 기능함을 실증적으로 뒷받침한다. 하지만자아존중감이 낮은 중학생 집단에서는 불안의 단순 강화 효과를 넘어선 복합적인 상호작용이 나타나고 있음을 보여준다.

고 찰

본 연구는 전국의 재학 중학생 1,948명을 대상으로 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향과 과를 검증하였다. 이하에서는 가설별로 발견된 주요 결과를 선행연구와 비교하면서 그 의의와 함의를 논의하고자 한다.

먼저 가설 1과 관련하여 중학생이 일상에서 지각하는 스트레스 수준이 높을수록 비자살적 자해 수준이 일상적 스트레스가 자해 행동의 정적 예측요인으로 작용함을 보고한 국내 연구들[11,19]과 일치한다. 또한 스트레스 생활 사건, 학업 스트레스 및 학교폭력과 청소년의 자해 행동 사이의 정적 관계를 보고한 국외 연구들[14-17]과도 일치하는 결과이다. 더하여 본 결과는 이론적으로 Lazarus와 Folkman [12]의 인지적 평가-대처 모델 및 Chapman 등[13]의 경험회피 모델이 가정하는 스트레스, 부정정서, 자해의 경로를 중학생 표본에서 실증적으로 검증한 것으로 자해 행동의 발현이 본격화되는 시점에 위치한 중학생 시기에 일상에서 누적되는 스트레스를 식별하고 관리하는 것이 자해 예방의 일차적 과제임을 보여준다[2,3]. 특히 본 연구의 결과는 분석 대상이 학교라는 공통된 생활 맥락 안에 있는 재학 중학생이라는 점을 고려할 때, 학업, 시험, 또래관계, 교사와의 상호작용 등 학교 안팎에서 일상적으로 누적되는 스트레스원이 자해 행동의 직접적인 유발 요인이 될 수 있음을 시사한다.

다음으로 가설 2와 관련하여 불안의 수준이 높아질수록 일상생활 스트레스가 비자살적 자해에 미치는 영향이 상생활 스트레스에 노출되더라도 불안이라는 정서적 취약성을 지닌 중학생일수록 보다 쉽게 자해 행동이 발현된다는 의미이다. 이러한 결과는 불안과 비자살적 자해 행동 간의 정적 관련성을 보고한 선행연구들[14,19,25,26]과 가 불안을 매개변인으로 다루어 온 것과 달리 불안을 지속성을 지닌 정서적 취약성으로 개념화하여 조절변수로 검증하였다는 점에서 차별성을 지닌다. 이러한 이론적 모형의 전환은 Monroe와 Simons [23]의 취약성-스트레스 모델 및 Clark과 Watson [24]의 삼원 모델이 가정하는 바와 같이 불안이 단순히 스트레스에서 자해로 이어지는 중간 통로에 머무는 것이 아니라 두 변인 간의 관계 음을 실증한다는 점에서 학술적 의의를 지닌다.

자해 청소년 대상의 상담 사례에서 일관되게 보고되어 온 불안 정서의 핵심적인 특성[3,8] 역시 본 결과와 신체적, 심리사회적 변화가 동시에 일어나면서 주변 환경의 요구에 적응하기 위한 내적 자원을 초과하는 상황에 자주 노출되는 발달 단계에 있으며, 이로 인해 중학생 집단 내에서는 불안의 개인차가 광범위하게 분포한다는 특징을 지닌다. 따라서 동일 학교급에 속한 중학생일지라도 불안수준에서의 개인차가 자해 행동의 발현 여부를 결정짓는 핵심적인 역할을 할 수 있음을 실증한 본 연구의 결과는 학교를 기반으로 하는 정신건강 문제의 선별과 개입 과정에서 표적 집단별로 위험도를 평가하는 단계를 포함해야 할 필요성을 보여준다.

마지막으로 가설 3과 관련하여 일상생활 스트레스가 절효과는 자아존중감의 수준에 의해 다시 조절되는 것으로 확인되었다. 자아존중감이 낮은 집단에서는 불안 수준과 무관하게 일상생활 스트레스의 자해 유발 효과가 준의 변화에도 불구하고 그 효과가 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 자아존중감이 높은 중학생의 경우 불안이라는 정서적 취약성이 야기하는 스트레스의 영향에 의한 러한 결과는 자아존중감이 청소년의 스트레스와 자해 행동의 관계를 완화하는 보호요인임을 확인한 선행연구들[15,16,20,28]과 일치한다. 또한 자아존중감이 우울과 불안이 자살사고로 이어지는 경로를 조절하는 보호변인으로 작동함을 보고한 연구들[21,22]의 결과를 자해 행동 영역으로 확장하였다는 의의를 지닌다.

본 결과와 관련하여 한 가지 주목할 점은 자아존중감이 두드러졌다는 것이다. 이는 내적 보호요인인 자아존중감이 고갈된 청소년의 경우 주관적인 불안 각성 상태가 낮더라도 일상적 스트레스원 그 자체에 극도로 취약해져 자해라는 부적응적 대처로 이어질 수 있음을 의미한다. 따라서 단순히 불안이 높을수록 스트레스의 위험성이 증폭된다는 이원적 접근에서 벗어나 개인이 보유한 자아존중감의 수준에 따라 위험요인들이 상호작용하는 질적인 맥락이 다름을 인지해야 한다.

이론적으로 본 결과는 Garmezy [29]와 Rutter [30]의 회복탄력성 모델, Luthar 등[31]의 보호효과 유형론이 아존중감의 완충 역할을 비자살적 자해 연구에서 실증한 것으로 평가할 수 있다. 본 연구의 결과는 자아존중감이 으로 대처하며 위협을 자신의 자원으로 다룰 수 있는 대상으로 재평가한다는 Lee와 Chun [27]의 논의와 이론적 중감의 보호효과 양상이 Luthar 등[31]이 제시한 보호 안정화 패턴, 즉 보호요인이 위험요인의 부정적 영향을 차단하는 형태에 가깝다는 점에서 단순 조절효과의 검증을 넘어 위험요인과 보호요인 간 상호작용의 발달적 메커니즘을 규명하였다는 이론적 기여점을 지닌다.

본 연구의 분석 대상이 학교에 재학 중인 중학생이라는 점은 이러한 이론적 함의에 있어 중요성을 더한다. 재학 중학생은 학업, 또래, 교사, 가정 등 다층적인 미시체계에서 발생하는 스트레스에 일상적으로 노출되어 있으며, 동시에 학교라는 제도적 공간 안에서 자아개념과 자기평가가 능동적으로 구성되는 발달 단계에 위치한다[4,7]. 이러한 발달적 위치를 고려할 때 자아존중감이 단순한 개인의 형성되고 강화될 수 있는 내적 자원라는 점은 학교 기반의 자아존중감 증진 프로그램이 자해 예방의 핵심적인 전략으로 자리매김할 수 있다는 근거를 제공한다.

이상의 결과를 토대로 중학생의 비자살적 자해 문제의 예방을 위한 실천적 함의를 다음과 같이 제언하였다. 파악할 수 있는 통합적 선별 체계가 마련되어야 한다. 본 연구의 분석 결과, 일상생활 스트레스와 불안은 자해의 다. 따라서 단일 변수 중심의 선별에서 벗어나 신학기 상담 기간 내에 스트레스, 불안, 자아존중감을 함께 측정하는 다차원적 사정 도구를 도입할 필요가 있다. 특히 본 이 높고 자아존중감이 낮은 하위집단을 조기에 식별하여 학교사회복지실, Wee클래스 등의 상담 자원을 집중적으로 투입하는 우선순위 설정의 근거로 삼아야 한다.

둘째, 취약한 중학생 집단을 대상으로 한 정서조절 개입 시 스트레스 역량 강화와 더불어 자아존중감 증진 자아존중감이 높은 집단에서는 불안 수준이 높더라도 스트레스가 자해에 미치는 영향이 완전히 상쇄되었다. 이는 자아존중감이 정서적 취약성의 발현을 차단하는 핵심적인 프로그램 구성 시 부정적 정서 완화 기술 훈련뿐만 아니라 자신의 긍정적 측면을 재인식하고 자기수용을 도모하는 자아존중감 향상 활동이 필수적으로 병행되어야 한다.

셋째, 자아존중감이 극도로 저하된 학생들을 위한 집중적인 차별화된 개입이 필요하다. 조건부 효과 분석에서 자아존중감이 낮은 집단은 불안 수준의 고저와 무관하게 일상적 스트레스에 노출되는 것만으로도 자해 행동의 위험이 유의하게 상승했다. 이는 이들이 통상적인 정서 조절의 는 집단 프로그램이나 일반적인 예방 교육보다는 교내 전문상담인력과의 일대일 집중 면담을 정례화하고, 지역 내 형 사례관리를 제공해야 한다.

마지막으로 가정과 지역사회 차원의 개입도 고려해야 한다. 가정 차원에서는 중학생 자녀의 자해 행동이 발견되었을 때 부모가 즉각적으로 개입할 수 있도록 시ㆍ군ㆍ구 단위 청소년상담복지센터에서 부모 대상의 단기 코칭 프로그램을 분기별로 운영할 것을 제안한다. 부모 코칭의 핵심 내용은 자녀의 정서 반응에 대한 수용과 비판 대신 공감을 전달하는 의사소통 기술에 두어야 한다. 학교와 지역사회는 위기 상황의 중학생이 보호자의 동의 없이도 정신의료기관에 접근할 수 있도록 하는 제도적 보완과 치료비 지원 방안을 마련할 필요가 있다.

본 연구의 한계와 후속연구의 방향은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 횡단자료를 활용한 분석이라는 점에서 인과적 방향성을 단정하기 어렵다. 본 연구가 가정한 경로와 반대로 자해 행동이 누적된 결과로 불안이 증가하거나 자아존중감이 저하될 가능성 또한 배제할 수 없으므로 잠재성장모형을 통해 변인 간의 시간적 선후관계를 정밀하게 검증할 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 비자살적 자해를 5개 문항의 자기보고식 총점으로 측정하였기 때문에 자해 행동의 유형, 기능적 동기 등을 세분화하여 분석하지 못하였다. 자해의 경도와 중증도에 따라 영향요인이 달라질 수 있다는 선행연구[2]를 고려할 때, 후속연구에서는 다차원 측정도구를 활용하여 자해의 양상별로 차별적 메커니즘을 검증할 필요가 있다. 셋째, 본 연구의 표본은 학교에 재학 중인 중학생으로 한정되었기 때문에 학교 밖 청소년이나 임상 표본에서 동일한 조절된 조절효과가 재현되는지는 확인할 수 없다. 자해 행동은 학교에 다니지 후속연구에서는 학교 밖 청소년을 포함하는 다양한 삼원 상호작용항의 영향력이 작게 나타난 결과의 해석에 주의가 필요하다. 사회과학 분야의 현장연구에서 상호작용항의 효과 크기가 작은 것은 구조적 특성으로 보고되어 왔으나[38] 후속연구에서는 측정의 정밀도를 높이는 생활 스트레스 척도의 신뢰도가 .696으로 다른 척도들에 비해 상대적으로 다소 낮게 나타났다. 이는 전국 단위의 대규모 청소년 표본이 지닌 인구학적 다양성과 학업 및 대인관계 등 이질적인 일상적 스트레스 하위 요인들을 단일 지표로 합산하는 과정에서 발생한 문항 간 내적 일치도의 스트레스원을 영역별로 세분화하여 신뢰도를 재검증하거나 측정 오차를 통제할 수 있는 잠재변수 중심의 구조방정식 모형을 적용하여 다차원적 상호작용 효과를 보다 정밀하게 검증할 필요가 있다.

이와 같은 한계점에도 불구하고 본 연구는 전국에서 표집된 중학생을 대상으로 이들의 비자살적 자행 행동에 역할과 자아존중감의 보호 역할을 하나의 통합된 모형 안에서 실증적으로 규명하였다는 기여점을 지닌다. 특히 자해 행동이 본격적으로 발현되는 중학생 집단을 대상으로 자해에 대한 환경요인의 영향에 대한 개인의 내적 위험요인과 보호요인의 상호작용 메커니즘을 탄탄한 이론적 기반으로 토대로 실증하였다는 점에서 청소년 자해 연구를 확장하였다. 본 연구에 이어 중학생 시기 청소년의 비자살적 자해에 대한 영향요인의 메커니즘을 밝혀내는 후속 연구가 수행되기를 기대해본다.

Notes

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Soonchunhyang University Research Fund.

Fig. 1.

Research model.

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Figure & Data

References

Citations

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