서 론

2016년 보건복지부에서 실시한 정신질환실태 역학조사 결과에 따르면[1], 우리나라 일반 성인들의 알코올사용장애 평생 유병률은 12.2%에 달하며, 이는 조사에 포함된 모든 정신질환 중 가장 높다. 음주와 관련된 문제가 개인의 신체적ㆍ심리적 건강의 저해나 부적응으로 이어질 수 있음은 물론, 사회적으로도 큰 비용을 발생시키고 있는 것으로 보인다. 특히 대학생의 경우, 2017년에 실시한 음주 실정에 대한 대규모 연구에 따르면[2], 주 2회 이상 폭음(한 자리에서 남자 7잔, 여자 5잔 이상의 술을 마시는 것)을 하는 비율(20.2%)이 일반 성인 집단(13.8%)에 비해 현저히 높을 뿐 아니라, 1회 10잔 이상의 많은 술을 마시는 비율(32.8%)이 더욱 높아지는 추세를 보이고 있다. 매 학기 대학 내에서 음주로 인한 사고가 빈번하게 발생하고 있다는 보고[3] 또한 대학생의 음주문제에 대한 주의가 필요함을 경고하는 신호라고 볼 수 있다. 대학생 시기는 처음으로 법적ㆍ사회적으로 음주가 허용되는 시기로써, 대다수의 사람들이 대학생 때 처음으로 음주를 경험하거나 음주행동을 본격적으로 학습하게 된다. 잘못된 음주습관 또한 대학생 시기에 형성되는 경우가 많으며, 실제로 선행 연구에서 대학생 시기의 음주문제가 이후 성인기의 알코올사용장애를 예측하는 주요 요인임을 밝힌 바 있다[4]. 따라서, 현재로서는 임상적으로 유의미한 수준의 알코올사용장애에 해당하는 수준이 아니더라도, 대학생 집단이 보이는 음주문제는 전체 인구 집단의 음주문제 예방의 측면에서 주의 깊게 살펴볼 필요가 있으리라고 여겨진다. 본 연구에서는 알코올 내성, 금단과 같은 알코올 의존 증상들과 음주로 인한 신체적·심리적 기능 손상 및 부적응, 이러한 결과로 이어질 가능성이 높은 지나치게 잦거나 많은 양의 음주행동을 통틀어 ‘음주문제’ 라고 명명하고, 대학생 집단을 중심으로 음주문제의 발생 과정과 기제를 조사하고자 한다.

한편 대학생 시기는 새로운 사회적 관계의 형성, 미래 계획, 진로 결정과 같은 여러 중요한 발달 과제들에 직면하면서 스트레스가 급격히 증가하는 시기라고 볼 수 있다. 음주에 대한 스트레스-부정적 정서 모델(stress-negative affect model)은 스트레스가 부정적 정서 상태를 야기하며, 사람들은 이를 감소시키고자 하는 목적에서 술을 마신다고 설명하고 있으며, 이처럼 부정적인 감정이나 문제 상황에 대처하기 위해 술을 마시는 것을 도피 음주(escape drinking)라고 한다. 도피 음주는 사람들과 보다 즐거운 시간을 보내기 위한 사교적 음주와 비교했을 때, 폭음, 알코올 의존, 부적응과 같은 문제들로 이어질 가능성이 더 높은 것으로 알려져 있다[5-7]. 여러 문헌에서 스트레스는 음주문제를 이해하는 데 있어 중요한 변인으로써 연구되었고, 대다수의 연구 결과는 개인이 지각하는 스트레스 수준이 높을수록 음주문제가 발생할 가능성이 더 높다는 사실을 가리키고 있다[8-10]. 하지만 스트레스와 물질남용 사이에 유의미한 연관성을 발견하지 못한 연구도 일부 있었다[11-13]. 이와 같은 혼재된 결과는 스트레스가 음주에 직접적으로 영향을 미치기보다는 간접적인 경로를 통해서 영향을 미칠 가능성이 높으며[14], 그 경로에 영향을 미칠 수 있는 다른 요인들을 보다 통합적으로 고려할 필요가 있음을 시사한다[15]. 선행 연구에서 자기도피[16], 자의식[17], 음주동기[18] 등이 스트레스가 음주문제에 미치는 경로에 개입하는 요인으로써 지적된 바 있고, 본 연구에서는 상기한 개별 요인들이 음주문제 발생으로 이어지는 구조적 관계에 초점을 두고자 한다.

본 연구는 음주문제의 발생 기제를 검토하기 위해 Baumeister [19]의 도피이론(escape theory)을 인용하고자 한다. 도피이론에 의하면, 사람들은 기대와 현실 간에 괴리가 발생했을 때 생기는 고통스럽고 혐오스러운 자기 인식(self-awareness)으로부터 벗어나는 것, 즉 자기 도피를 위한 수단으로 자기파괴적 행동을 추구하게 된다. 처음 도피이론은 자살을 설명하기 위해 제시되었으나[20], 이후 알코올 중독[16], 물질남용[21], 폭식[21,22], 비자살적 자해[23], 인터넷 게임 중독[24], 스마트폰 중독[25] 등 다양한 행동 문제의 기제를 설명할 수 있는 이론으로써 연구되어 왔다. 자기도피는 단계적으로 나타나는 데, 기대와 현실 간의 괴리가 발생했을 때 어떤 사람들은 그 문제의 원인을 자신의 내부적 특성에서 찾게 된다. 그 결과 자기 비난과 부정적 자기 평가가 일어나고, 이는 고통스럽고 혐오스러운 자기 인식과 부정적인 정서 경험으로 이어진다. 개인은 이러한 고통스러운 생각과 정서를 없애 줄 수 있는 강력한 수단을 갈구하게 되고, 그 결과 인지적 와해(cognitive deconstruction) 상태가 유발된다. 인지적 와해 상태에 놓인 사람은 모든 것을 피상적이고 무가치하게 지각하고자 하고, 즉각적인 것에만 충동적으로 관심을 갖는 경향을 보이고, 다양한 자기파괴적 행동에 몰두하게 된다[19].

알코올 섭취는 내적 경험과 자의식(self-awareness)로부터 일시적으로 벗어난 상태를 유발할 수 있다는 점에서[26], 자기도피를 위한 수단으로 사용될 가능성이 매우 클 것으로 보인다. 스트레스를 지각한 개인이 이에 대처하고자 여러 부적응이 이어짐에도 불구하고 음주를 하는 행동을, 부정적인 자기 인식과 감정에서 벗어나려는 인지적 와해의 상태로써 설명할 수 있을 것이다. 알코올사용장애 집단과 일반 성인 집단의 자기도피 수준을 비교한 Shin [16]의 연구를 제외하고는 국내에서는 도피이론을 음주문제에 적용한 연구가 아직 거의 이루어지지 않은 것으로 보이는 가운데, 본 연구에서는 지각된 스트레스와 음주문제의 사이에서 자기도피가 매개요인의 역할을 할 것으로 가정하고 그 과정을 검토하고자 한다.

이에 더하여, 본 연구에서는 지각된 스트레스가 자기도피로, 자기도피가 음주문제로 이어지는 경로에서 잠재적으로 영향을 미칠 수 있는 개인의 인지적 특성이나 동기 요인 또한 추가적으로 고려하고자 한다. 앞서 자기도피가 일어나는 단계에 대한 설명에서 언급된 바와 같이, 스트레스 상황에서 자기 자신에게 주의의 초점을 두고, 상황의 원인을 자기와 관련 지어서 생각하는 사람들이 흔히 자기 도피를 경험하게 된다. 여러 선행 연구에서 이러한 특성은 사적 자의식(private self-consciousness)이라는 변인으로써 연구되어 왔으며, 이는 자기의 사고, 감정, 내적이고 자기 중심적인 요구를 반영하는 측면에 주의의 초점을 두는 비교적 일관적인 성향을 의미한다. 사적 자의식은 음주 문제를 비롯하여 우울, 불안 등 여러 정신건강 관련 문제들과 연관 지어 연구되어 왔으나, 그 결과는 일관적이지 않았다[27]. 사적 자의식이 높은 사람이 자기인식 수준을 감소시키기 위한 수단으로 알코올을 사용한다는 가설이 지지된 바 있으나[28], 다른 국내 연구에서는 사적 자의식 수준이 대학생의 음주와 오히려 부적 상관관계를 가진다는 결과를 발견하기도 했다[29]. 이와 같이 사적 자의식 관련 연구 결과가 혼재된 것에 대하여, 선행연구를 통해 두 가지 원인을 제시해 볼 수 있다. 첫째로, 사적 자의식이라는 개념이 자기 내면에 관심을 두는 일반적인 측면과, 역기능적이고 자기 몰입적인 측면의 두 가지 요인으로 나누어진 것이기 때문이다[27,30]. 둘째로, 국내 대학생의 음주문화는 사교성 음주가 주류인 데 반해, 사적 자의식과 연관되어 설명되는 음주는 주로 부정적 정서와 관련된 음주이기 때문이다[29].

따라서, 본 연구에서는 사적 자의식의 역기능적이고 자기 몰입적인 측면에 초점을 두고, 또한 사교적 음주가 아닌 부정적 정서와 관련된 음주로 제한하여 변인들의 관계를 조사하고자 한다. Kim과 Lee [31]의 연구에서는 사적 자의식의 역기능적 측면을 ‘역기능적 자기초점’이라고 명명하고, 그 속성으로 ‘의식적인 주의 초점 조절 능력의 부족’, ‘명료한 내면 자각의 어려움’, ‘자기의 부정적 측면에 대한 편향적 주의’를 제시하였다. 본 연구에서는 역기능적 자기초점 속성이 스트레스에서 자기도피로 이어지는 경로에서 조절효과를 가질 것으로 가정한다. 역기능적 자기초점에 빠지기 쉬운 사람들이 스트레스를 경험할 경우, 스트레스의 원인을 자기 내부에 귀인하고 자기를 부적절하고 무능하다고 지각하는 부정적인 자기인식이 발생하여 자기도피로 이어질 것으로 여겨진다. 반면 자기 내면을 명료하게 자각할 수 있고, 부정적·긍정적 측면과 자기 내부·외부에 골고루 주의를 기울일 수 있으면, 스트레스를 경험하더라도 부정적인 자기 인식으로 이어지지 않을 것이라고 예상할 수 있겠다.

한편, 부정적인 자기 인식으로부터 벗어나려는 상태가 음주문제의 발생으로 이어지는 경로에는, 개인이 평상시에 어떤 동기에서 술을 마시는지가 영향을 미칠 것으로 여겨진다. 음주동기는 강화의 종류(정적·부적)와 근원(외적·내적)의 두 차원에 따라 네 가지로 나뉘는데, 고양동기는 긍정적 기분이나 행복감을 강화하기 위해 술을 마시는 것, 사교동기는 사람들과 어울리는 등 사회적 보상을 목적으로 술을 마시는 것, 대처동기는 부정적 정서나 스트레스에 대처하기 위해 술을 마시는 것, 동조동기는 술을 마시지 않음으로 인한 사회적 거부나 처벌을 피하기 위해 술을 마시는 것을 가리킨다[18]. 선행 연구에서 대처동기와 동조동기가 음주문제, 음주량, 음주빈도와 연관될 가능성이 높다고 지적된 바 있고[6], 특히 대처동기에 의한 음주는 폭음 및 알코올 문제와 직접적인 연관성이 있는 것으로 나타났다[7,32]. 다른 음주동기만을 가졌거나 음주에 대한 동기가 별로 없는 경우와 달리, 부정적인 자기 인식에서 벗어나기를 원하는 개인이 음주에 대한 높은 대처동기를 가졌을 경우에는 자기도피 수단으로써 음주를 사용하여 음주문제로 이어질 수 있을 것으로 여겨진다.

위에서 언급한 선행연구의 내용을 바탕으로 본 연구에서는 다음과 같은 가설과 연구 모형(Fig. 1)을 검토하고자 한다. 먼저 각 경로의 매개효과와 조절효과를 확인한 뒤, 이를 종합하여 전체 모형의 조절된 매개효과를 확인하고자 한다. 다만 앞서 언급하였듯, 도피이론에서는 자기도피를 부정적인 자기 인식과 정서 경험 자체보다는, 이러한 경험에 대한 잠재적인 결과나 반응으로써 나타나는 별개의 단계로서 제시하고 있다. 그러나, 기분장애나 불안장애의 높은 유병률을 고려하면[1], 우울감·불안감과 같은 일반적인 부정적 정서 경험은 자기도피의 과정과는 별개로도 개인의 여러 심리적·행동적 특성과 광범위하게 연관될 가능성이 있으며, 특히 이미 음주문제를 겪고 있는 사람들의 경우 그에 따른 부적응의 결과로써 우울하고 불안한 감정을 경험하고 있다는 역의 인과관계의 가능성을 고려해야 할 것으로 여겨진다. 따라서 본 연구에서는 자기도피 경향이 음주문제에 미치는 영향을 보다 명확하게 밝히기 위해, 우선 개별 연구가설의 성립을 확인한 후, 전체 연구 모형이 우울, 불안을 통제한 상태에서도 성립하는지 추가적으로 확인하고자 한다.

가설 1. 지각된 스트레스가 음주문제로 이어지는 경로는 자기도피에 의해 매개될 것이다.

가설 2. 지각된 스트레스가 자기도피에 미치는 영향을 역기능적 자기초점이 조절할 것이다.

가설 3. 자기도피가 음주문제에 미치는 영향을 대처음주동기가 조절할 것이다.

가설 4. 지각된 스트레스가 자기도피를 통해 음주문제에 미치는 매개효과는 역기능적 자기초점과 음주대처동기가 높아짐에 따라 증가할 것이다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 대학생을 대상으로 온라인 및 오프라인 설문을 실시하여 자료를 표집하고, 위계적 회귀분석과 조절된 매개모형 검증을 실시함으로써 지각된 스트레스가 자기도피를 매개하여 음주문제로 이어지는 과정과, 그 경로에서 역기능적 자기초점과 대처음주동기가 갖는 조절효과를 확인하고자 하였다. 설문은 가톨릭대학교 성심교정 생명윤리심의위원회의 승인(승인번호 1040395-201907-05) 하에 2021년 8월 1일부터 2021년 9월 30일까지 실시되었다. 모든 참가자들에게는 연구목적, 연구참여 과정, 연구윤리, 연구에 따른 이익이나 불편감 및 이에 대한 대처, 언제든 자발적으로 설문 참여를 중지할 수 있다는 사실에 대한 안내가 제공되었고, 설문 문항 혹은 서면을 통해 동의를 받았다. 온라인 표집은 대학 소셜 네트워크 서비스(SNS) 및 커뮤니티에 온라인 설문지 링크와 연구 설명문을 게시하고, 참가를 원하는 사람은 링크를 통해 설문지에 접근하도록 하는 방식으로 진행되었다. 오프라인 표집의 경우, 담당 교수나 각 단체 대표자 및 관리자의 사전 허가 하에 강의실, 대학 동아리실, 과실에서 연구에 대한 설명을 진행한 후 참가를 원하는 사람에게 설문지를 배포하여 실시하였다.

2. 연구대상

본 연구는 대한민국 소재의 대학에 재학 및 휴학 중인 만 18세 이상의 대학생 및 대학원생을 대상으로 진행되었으며, 연구 참여에 동의하고 설문에 응답한 485명의 자료를 표집하였다.

응답자 중 172명(35.5%)은 남성, 274명(56.5%)은 여성이었으며, 39명(8.0%)은 성별을 응답하지 않았다. 연령 분포는 만 18세부터 55세까지로 평균은 23.74세(SD=5.26)였고, 25명(5.1%)은 연령을 기재하지 않았다. 연구 대상을 평균적인 대학생 및 대학원생에 연령대로 한정하는 것이 초기 성인기에 음주문제가 발생하는 과정을 살펴보고자 하는 본 연구의 목적에 보다 적합할 것으로 여겨지는 바, 연령을 알 수 없는 자료 25건과 평균 연령에서 1.5표준편차 이상 벗어난(31.63세 이상) 자료 27건은 통계 분석에서 제외하였다. 또한, 전체 응답자 중 40명(8.2%)은 ‘술을 전혀 마시지 않는다’ 고 응답하였다. 이러한 양상은 종교적 신념이나 일반 의학적 상태 등 본 연구에서 초점을 두고 있는 심리적 요인과는 별개의 원인에 의한 것일 가능성이 있을 것으로 보인다. 따라서 이 집단의 자료 또한 통계 분석에 포함하지 않았으며, 앞서 연령 기준에 따라 수정한 표본에서 추가적으로 38명이 제외되었다.

결과적으로, 총 395명의 자료를 대상으로 통계 분석과 연구가설 검증을 진행하였다.

3. 연구도구

1) 한국판 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale, PSS)

개인이 주관적으로 경험하는 스트레스 수준을 측정하기 위해 Cohen 등[33]이 개발하고 Park과 Seo [34]가 한국 대학생 대상으로 번안 및 타당화한 지각된 스트레스 척도를 사용하였다. 개인이 경험하는 스트레스의 수준을 측정하는 도구로, 총 10문항의 5점 Likert 척도로 평정된다. 부정적 지각과 긍정적 지각의 2요인으로 이루어져 있고, 긍정적 지각은 역채점하여 총점이 높을수록 스트레스를 많이 지각하고 있음을 의미한다. 본 연구에서의 내적 일치도(Cronbach’s α)는 .68이었다.

2) 역기능적 자기초점 속성 척도(Dysfunctional Self-focus Attributes Scale, DSAS)

스트레스 상황에서 부정적인 자기 인식에 몰두하게 되는 경향을 평가하기 위해, Kim과 Lee [31]가 개발 및 타당화한 역기능적 자기초점 속성 척도를 사용하였다. 증가한 자의식이나 반추적 대처의 역기능에 관여하는 자기초점의 주요 속성들을 측정하는 도구로, 총 15문항의 5점 Likert 척도로 평정된다. 초점조절능력 부족, 낮은 명료성, 부정편향성의 3요인으로 이루어져 있으며, 총점이 높을수록 부정적 자의식에의 몰입이나 반추적 대처와 같은 역기능적인 방식으로 자기에게 주의의 초점을 두는 경향이 강함을 의미한다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .87이었다.

3) 자기도피 척도(Scale for Escape from the Self, SES)

Baumeister [19]의 도피이론을 바탕으로 Shin [16]이 개발 및 타당화한 척도로, 자기 인식으로부터 벗어나려는 시도의 결과인 인지적 와해 상태의 특성을 측정한다. 원척도는 70문항이고, 35문항으로 이루어진 정상집단용 단축형 척도가 제시되어 있다. 참가자가 일반 대학생 집단이므로, 본 연구에서는 단축형 척도를 사용하였다. 진-위의 이분 척도로 평정되며, 총점이 높을수록 자기도피 경향이 강함을 나타낸다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .91로 나타났다.

4) 음주동기 설문지(Drinking Motive Questionnaire, DMQ)

부정적인 감정이나 스트레스 상황에 대처하기 위한 수단으로써 음주를 하는 경향을 측정하기 위해, Cooper [35]가 개발하고 Shin과 Han [36]이 한국어 번안 및 타당화한 음주동기 설문지를 사용하였다. 개인이 술을 마시는 동기를 강화의 유인가와 소재에 따라 고양동기, 대처동기, 동조동기, 사교동기로 나누고, 각각 4문항씩 총 16문항을 5점 Likert 척도로 평정한다. 본 연구에서의 내적 일치도는 고양동기 .81, 대처동기 .92, 동조동기 .81, 사교동기 .91로 나타났다.

5) 알코올사용장애 척도-한국판(Alcohol Use Disorder Identification Test - Korean version, AUDIT-K)

음주문제 수준을 측정하기 위해, 세계보건기구(world health organization, WHO)에서 개발한 알코올사용장애 척도를 Lee 등[37]이 한국인 응답자에 맞게 수정 번안한 척도를 사용하였다. 총 10문항으로 구성되어 있으며 문항에 따라 3∼5점 척도로 평정하여, 점수가 높을수록 음주문제를 나타낼 가능성이 크다고 볼 수 있다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .83으로 나타났다. 한편 번안 연구[37]에서 알코올사용장애를 선별하기 위한 최적 절단점은 12점이었고, Joe 등[38]의 연구에서는 위험 음주를 선별하기 위한 절단점으로 8점을 제시하였다. 또한 Maisto 등[39]의 연구에서는 AUDIT-K의 원본 척도를 알코올 소비량(음주 빈도 및 1회 음주량), 알코올 의존(내성, 금단), 유해한 음주(음주로 인해 발생하는 기능 저하 및 부적응)의 세 하위요인으로 나눌 수 있음을 밝힌 바 있다.

6) 통합적 한국판 CES-D (Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES-D), 특성불안 척도(State-Trait Anxiety Inventory, STAI)

자기인식에서 벗어나고자 하는 강한 욕구를 가리키는 자기도피 경향을 일반적인 부정적 정서 경험과 구분하여 분석하기 위해, 참가자의 우울 및 불안 수준을 함께 측정하였다. 우울 수준은 Radloff [40]가 개발하고 Chon 등[41]이 국내 일반 성인 집단 대상으로 번안한 CES-D 척도를 사용하여 측정하였다. CES-D는 총 20문항으로 구성된 4점 Likert 척도이며, 총점이 높을수록 우울감이 심함을 나타낸다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .93이었다. 불안 수준은 Spielberger 등[42]이 개발하고 Hahn 등[43]이 번안 및 표준화한 STAI-Y형 척도로 측정하였고, 상황적인 정서 경험보다는 일정 기간 비교적 지속되는 속성으로서의 불안을 측정하기 위해 특성불안 척도만을 사용하였다. 총 20문항의 4점 Likert 척도로 평정되며, 총점이 높을수록 불안 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .90이었다.

4. 자료분석

수집한 자료의 통계적 분석에는 SPSS 23.0과 Hayes [44]가 개발한 Process v.3.4 프로그램을 사용하였다. 연구가설 검증에 앞서, 대상 집단의 일반적인 경향을 파악하고 변인들 간의 상관관계를 검토하기 위해 기술통계와 상관분석을 실시하였다.

연구가설을 검증하기 위해서는 Preacher 등[45]의 제안에 따라 모형 내 각 경로들을 분석한 후 이를 결합한 모형을 분석하는 점진적 접근(piecemeal approach)을 채택하였다. 먼저 음주문제와 지각된 스트레스 사이에서 자기도피의 매개효과를 검토하기 위해 회귀분석을 실시하였고, 다음으로 지각된 스트레스와 역기능적 자기초점의 상호작용 효과, 자기도피와 대처음주동기의 상호작용 효과를 확인하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 또한, 조절모형이 유의미한 경우 Aiken과 West [46]의 제안에 따라 조절변수의 상, 중, 하 수준에 따른 매개변수와 종속변수의 단순회귀선을 그래프로 제시하였다. 각 경로에서 조절효과와 매개효과가 확인된 경우, 조절된 매개효과의 전체모형(full model)을 검증하기 위해 Hayes [44]의 Process Macro 21번 모형을 사용하였다.

결 과

1. 주요 변인들의 기술통계 및 상관분석

연구가설을 검증하기에 앞서, 주요 변인들의 기술통계 및 상관관계를 Table 1에 제시하였다. 측정단위의 차이가 미치는 영향을 배제하기 위해, 상관분석의 경우, 각 척도 점수를 모두 표준화한 후에 실시하였다. 지각된 스트레스는 역기능적 자기초점(r=.41, p＜.001), 자기도피(r=.38, p＜.001), 대처음주동기(r=.31, p＜.001)와 유의미한 정적 상관관계가 있었으며, 역기능적 자기초점은 자기도피(r=.58, p＜.001) 및 대처음주동기(r=.27, p＜.001)와 유의미한 정적 상관관계가 있었다. 자기도피는 대처음주동기(r=.33, p＜.001) 및 음주문제(r=.24, p＜.001)와 유의미한 정적 상관관계를 나타냈다.

한편, 음주문제는 역기능적 자기초점 속성, 자기도피, 대처음주동기와 정적 상관관계를 나타냈지만, 독립변수인 지각된 스트레스와는 유의미한 상관관계를 찾을 수 없었다. 따라서 AUDIT-K 척도를 Maisto 등[39]이 제시한 하위요인인 알코올 소비량, 알코올 의존, 유해한 음주로 나누어 다른 변인들과의 관계를 분석하였다. 본 연구에서는 알코올 의존과 유해한 음주가 공통적으로 정신질환의 진단 및 통계 편람 5판(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders - Fifth Edition, DSM-5) [47]에서 제시한 알코올사용장애의 진단기준에 해당하는 측면을 측정하고 있다는 점에서, 두 변인을 ‘문제성 음주(problematic drinking)’ 라는 변수명으로 묶어 분석하였다. 문제성 음주는 지각된 스트레스(r=.14, p＜.01)와 유의미한 수준의 정적 상관관계가 있었고, 역기능적 자기초점, 자기도피, 대처음주동기와도 상관관계를 나타내고 있었다. 반면 알코올 소비량은 대처음주동기와만 정적 상관관계를 가졌고, 지각된 스트레스, 역기능적 자기초점, 자기도피와는 유의미한 상관관계가 없는 것으로 나타났다.

이후 진행할 매개효과 검증을 위해서는 독립변수, 매개변수, 종속변수 사이의 유의미한 상관관계가 전제되어야 한다. 그러나 앞서 언급하였듯이, 독립변수인 지각된 스트레스와 종속변수인 음주문제 사이에는 유의미한 상관관계를 찾을 수 없었다. 다만 알코올 소비량을 배제한 하위 요인인 문제성 음주는 지각된 스트레스와 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났기 때문에, 연구가설을 부분적인 수준에서 검증하기 위해 매개효과의 종속변인을 음주문제가 아닌 문제성 음주로 설정하여 통계분석을 진행하기로 하였다. 또한 본 연구는 개별 변인들 각각의 관계를 검증하는 것보다는, 지각된 스트레스가 음주문제로 이어지는 과정을 도피이론에 기반하여 통합적으로 살펴보는 것에 초점을 두고 있기 때문에, 뒤이어 진행할 조절효과와 통합 모형의 검증에서도 모두 종속변인을 음주문제가 아닌 문제성 음주로 대체하였다.

2. 지각된 스트레스와 문제성 음주의 관계에서 자기도피의 매개효과

상관분석 결과에 따라 수정한 가설 1 (지각된 스트레스가 문제성 음주로 이어지는 경로는 자기도피에 의해 매개될 것이다)을 검증하기 위해, Baron과 Kenny [48]가 제시한 방법론에 따라 독립변수와 매개변수, 독립변수와 종속변수, 매개변수와 종속변수 및 독립변수와 종속변수의 순서로 매개효과를 검증하였다. 분석 결과를 Table 2에 제시하였다.

매개효과 검증 1단계에서, 지각된 스트레스는 매개변수인 자기도피에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.38, t=8.08, p＜.001). 2단계에서, 지각된 스트레스가 문제성 음주에 미치는 효과가 유의미한 것으로 나타났다(β=.15, t=2.80, p＜.01). 3단계에서, 지각된 스트레스와 문제성 음주의 사이에서 자기도피의 매개효과가 유의미한 것으로 나타났다(β=.32, t=6.10, p＜.001). 이 때, 자기도피의 영향을 배제할 경우 지각된 스트레스가 문제성 음주에 미치는 효과가 유의미하지 않은 것으로 나타났다(β=.02, t=0.41, p=.68). 즉, 자기도피는 지각된 스트레스와 문제성 음주 사이의 관계를 완전 매개하는 것으로 볼 수 있다.

3. 지각된 스트레스와 자기도피의 관계에서 역기능적 자기 초점의 조절효과

가설 2 (지각된 스트레스가 자기도피에 미치는 영향을 역기능적 자기초점이 조절할 것이다)를 검토하기 위해, Aiken과 West [46]의 제안에 따라 독립변수, 조절변수, 독립변수와 조절변수의 상호작용항을 차례로 투입하는 위계적 회귀분석을 실시하였다. 통계 분석에 앞서, 다중 공선성의 문제를 최소화하기 위해 변인들을 모두 평균 중심화 처리하였다.

위계적 회귀분석 1단계에서, 지각된 스트레스는 자기도피의 변량 중 14.3%를 유의미하게 설명하는 것으로 나타났다(β=.38, t=8.09, p＜.001). 2단계에서, 역기능적 자기초점은 자기도피의 변량의 약 21.7%를 추가적으로 설명할 수 있는 것으로 확인되었다(β=.51, t=11.51, p＜.001). 3단계에서 지각된 스트레스와 역기능적 자기초점의 상호작용항을 투입하였을 때, 자기도피의 변량 중 약 3.5%가 추가적으로 설명되는 것으로 나타났다(ΔF=22.81, p＜.001). 즉, 역기능적 자기초점은 지각된 스트레스와 자기도피 사이의 관계에서 유의미한 수준의 조절효과를 갖는다고 볼 수 있다.

지각된 스트레스와 자기도피의 관계에서 역기능적 자기 초점이 조절변수로서 유의미한 효과를 가진다는 것이 검증되었으므로, 상호작용 효과를 보다 구체적으로 확인하기 위하여 Hayes [44]의 Process Macro를 통해 조절변수 수준에 따른 독립변수와 매개변수의 단순회귀식을 분석하였다. 조절변수인 역기능적 자기초점은 상(평균 +1표준편차), 중(평균), 하(평균 −1표준편차)의 세 수준으로 구분하였고, 분석 결과를 Fig. 2에 그래프로 제시하였다. 역기능적 자기초점 수준이 중간 혹은 그 이상일 때는 지각된 스트레스가 증가할수록 자기도피가 심화되는 양상을 보이지만, 역기능적 자기초점 수준이 낮을 때는 지각된 스트레스와 자기도피가 유의미한 관계가 없는 것으로 나타났다. 즉, 역기능적 자기초점 속성은 지각된 스트레스가 자기도피로 이어지는 과정을 촉진하는 역할을 한다고 볼 수 있다.

4. 자기도피와 문제성 음주의 관계에서 대처음주동기의 조절효과

상관분석 결과에 따라 수정한 가설 3 (자기도피가 문제성 음주에 미치는 영향을 대처음주동기가 조절할 것이다)을 검토하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다.

위계적 회귀분석 1단계에서, 자기도피는 문제성 음주의 변량의 10.4%를 유의미하게 설명하는 것으로 나타났다(β=.32, t=6.75, p＜.001). 2단계에서, 대처음주동기가 투입될 경우 자기도피의 변량 중 8.0%를 추가적으로 설명할 수 있는 것으로 나타났다(β=.30, t=6.21, p＜.001). 3단계에서, 자기도피와 대처음주동기의 상호작용 효과는 문제성 음주의 변량 중 1.0%를 추가적으로 유의미하게 설명하는 것으로 나타났다(ΔF=5.02, p＜.05). 즉, 대처음주동기는 자기도피가 음주문제에 미치는 영향을 어느 정도 유의미하게 조절하는 것으로 볼 수 있다.

대처음주동기가 자기도피와 문제성 음주의 관계에서 갖는 조절효과가 유의미함을 확인했으므로, 상호작용 효과를 보다 구체적으로 살펴보기 위하여 Hayes [44]의 Process Macro를 통해 대처음주동기 수준(상, 중, 하)에 따른 자기도피와 문제성 음주의 단순회귀식을 도출하여 Fig. 3에 제시하였다. 대처음주동기 수준이 중간이거나 높은 집단에서는 자기도피 경향이 강할수록 문제성 음주가 심화되는 양상을 보이지만, 대처음주동기가 낮은 집단에서는 지각된 스트레스와 자기도피 사이에 유의미한 관계가 나타나지 않았다. 즉, 대처음주동기는 자기도피가 문제성 음주로 이어지도록 촉진하는 역할을 한다고 볼 수 있다.

5. 조절된 매개효과의 전체모형 검증

상관분석 결과에 따라 종속변인을 음주문제에서 문제성 음주로 수정했을 때, 지각된 스트레스와 문제성 음주의 관계에서 자기도피가 갖는 매개효과, 지각된 스트레스와 자기도피의 관계에서 역기능적 자기초점이 갖는 조절효과, 자기도피와 문제성 음주의 관계에서 대처음주동기가 갖는 조절효과가 모두 유의미한 것으로 확인되었다. 즉 수정된 연구모형이 부분모형(reduced model)으로서는 성립한다고 볼 수 있다.

이어서, 전체모형(full model)으로서의 조절된 매개효과를 검증하기 위해 Hayes [44]의 Process Macro 21번 모형을 사용하였다. 부트스트랩(bootstrap) 신뢰구간의 하한값(LLCI)과 상한값(ULCI) 사이에 0이 포함되어 있지 않으므로, 지각된 스트레스와 문제성 음주의 관계에서 역기능적 자기초점, 대처음주동기에 의해 조절된 자기도피의 매개효과가 통계적으로 유의미하다고 볼 수 있다. 이어서 우울 및 불안 수준을 통제변수로 설정한 후 한 차례 더 분석을 실시하였고, 통제변수를 고려했을 때도 조절된 매개모형이 여전히 유의미한 것으로 나타났다. 결과값을 Table 3에 제시하였다.

고 찰

본 연구에서는 역기능적 자기초점 속성이 지각된 스트레스와 상호작용하여 자기도피로 이어지고, 자기도피와 대처음주동기가 상호작용하여 음주문제로 이어지는 일련의 모형을 검증하고자 하였다. 그러나, 연구모형의 전제가 되는 지각된 스트레스와 음주문제 사이의 상관관계가 유의미하지 않은 것으로 나타났고, 종속변수인 음주문제를 문제성 음주로 수정하여 처음에 설정한 연구가설을 부분적인 수준에서 검증하는 것으로 연구모형을 수정하였다. 수정한 연구모형을 통계적으로 분석한 결과, 지각된 스트레스는 자기도피를 매개하여 문제성 음주로 이어지며, 자기도피의 매개효과는 역기능적 자기초점 수준과 대처음주동기가 상승함에 따라 촉진되는 것으로 확인되었다.

연구가설 검증 결과에 대해 논의하기에 앞서, 처음에 설정한 종속변수인 음주문제가 지각된 스트레스, 역기능적 자기초점과 유의미한 상관관계를 나타내지 않았던 점에 대해 고찰하고자 한다. 음주문제를 알코올 의존이나 알코올 사용으로 인한 유해한 결과를 나타내는 문제성 음주와, 알코올 소비량의 두 하위요인으로 나누어 분석했을 때, 문제성 음주는 지각된 스트레스를 비롯한 다른 연구 변인들과 유의미한 정적 상관관계를 나타내고 있었지만, 알코올 소비량은 음주동기와 관련된 변인 외에 스트레스 수준이나 개인의 심리적 상태나 인지적 특성을 나타내는 요인들과는 유의미한 상관관계를 보이지 않았다.

Geisner 등[49]의 연구에서도, 음주문제를 나타내는 개인들의 심리적 증상은 음주량이나 빈도보다는 알코올 사용으로 인한 부정적인 결과와 더 큰 연관성을 갖는다고 나타난 바 있다. 이러한 결과는 음주의 주의 할당 모형(attention-allocation model) [50]의 맥락에서 설명할 수 있을 것으로 보인다. 음주의 주의 할당 모형은 친교 상황과 같은 긍정적인 자극과 연관된 음주 행위는 스트레스 상황으로부터 주의를 돌리게끔 하여, 어느 정도는 스트레스 반응을 감소시키는 효과가 있을 수 있다고 언급하고 있다. 본 연구 참가자의 과반수(58.9%)가 AUDIT-K에서 위험 음주 절단점인 8점 미만으로 응답하여, 적절한 수준에서 음주 행위를 하는 사교적 음주자인 것으로 보인다. 이러한 참가자들의 음주 행위는 스트레스 촉발 요인으로부터 주의를 돌리는 효과가 소수의 부정적인 결과를 상회하였기 때문에, 지각된 스트레스의 상승과 연관되지 않았던 것으로 보인다.

또한, Cho 등[51]의 일반 성인 집단 대상 연구에서는 본 연구와 유사하게 음주문제를 음주량과 음주폐해(음주로 인한 해로운 결과)로 나누어 관련 요인들을 조사했는 데, 충동성이나 우울감과 같은 개인 내적 심리적 특성은 음주폐해와 유의미한 상관관계가 있었지만 음주량과는 별다른 연관성이 없었고, 음주량은 주로 사교적 활동 참여나 주변 사람들의 음주와 같은 사회적 요인과 음주에 대한 개인의 긍정적인 태도나 기대와 상관관계가 나타났다. 즉, 본 연구에서 알코올 소비량과 개인 내적 심리적 변인들 사이의 연관성이 발견되지 않았던 것 또한, 알코올 소비량과 문제성 음주가 개인 내적 심리적 요인과 사회적 요인과 서로 다른 방식으로 연관되기 때문일 가능성이 있을 듯하다. Yang [52], Kim [53]이 선행 연구에서 지적했던 것과 같이, 대학생들의 음주행동이 집단 문화와 주변 사람들의 압력과 같은 사회적 요인의 영향을 크게 받는다는 점은 이러한 양상에 대한 잠정적인 설명이 될 수 있을 것으로 여겨진다. 한국 사회의 문화는 음주에 관대하고, 친교 상황에서는 오히려 음주행동을 하도록 압력이 주어지기도 한다. 특히 음주를 중시하는 문화를 가진 학과나 또래 집단에 속한 대학생은 자발적인 동기로써 술을 마실 때보다 학과 행사나 사교 모임에 참석한 상황에서 단지 주변 사람들을 따라 술을 마실 때가 더욱 많을 수 있으며, 이 때 음주량이나 술을 마시는 빈도는 개인의 심리적 특성이나 정서적 상태와는 무관하게 증가하게 된다.

이어서 각 연구가설의 검증 결과를 살펴보면, 첫째로 지각된 스트레스와 문제성 음주 사이의 관계에서는 자기도피가 완전 매개효과를 갖는 것으로 확인되었다. 이는 Suh와 Kim [14]의 연구에서 스트레스는 오로지 다른 변인을 통해 간접적으로만 음주문제와 관련된다고 언급했던 것과 일치한다. 또한 Baumeister [19]의 도피이론은 개인의 부적응적인 심리적 상태나 인지적 특성과 관련된 이론이기 때문에, 앞서 언급한 것과 같이 음주량을 포함한 음주문제보다는 문제성 음주를 더 잘 설명한다는 것을 확인할 수 있다.

둘째로, 지각된 스트레스는 역기능적 자기초점과 상호 작용하여 자기도피에 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 즉, 역기능적 자기초점 수준이 높을수록 지각된 스트레스가 자기도피에 대해 갖는 효과가 더 커진다고 볼 수 있다. 이러한 결과는 스트레스를 경험한 개인이 자기에 초점을 맞추고 스트레스의 원인을 자기 내부에 귀인할 때 부정적인 자기인식 상태에 빠지게 되어, 그로부터 도피할 강력한 수단을 찾는 인지적 와해 상태, 즉 자기도피로 이어진다는 Baumeister [19]의 이론과 일치한다.

셋째로, 대처음주동기는 자기도피가 문제성 음주로 이어지도록 촉진하는 역할을 하는 것을 확인할 수 있었다. 이는 자기도피 경향이 강한 사람이 그 도피 수단으로써 음주를 택하고자 하는 동기가 있을 때 문제성 음주가 심화되고, 자기도피 경향이 강하더라도 그 대처 기제로써 음주를 사용하려는 동기가 없으면 문제성 음주로 이어지지 않는다는 것을 의미한다.

마지막으로, 역기능적 자기초점과 대처음주동기에 의해 조절된 자기도피의 매개효과는 우울과 불안을 통제한 후에도 유의미한 것으로 나타났다. 이는 Baumeister [19]의 연구에서 인지적 와해를 부정적 정서에 뒤이어 나타나는 단계로서 제시한 것과 같이, 자기도피 경향이 부정적 정서 경험과는 별개로 문제성 음주가 발생하는 과정에 영향을 미치는 변인으로써 고려될 필요가 있음을 시사한다.

앞서 기술한 본 연구의 결과가 음주문제에 대한 개입 전략 개발에 있어 시사하는 점을 살펴보고자 한다. 알코올 소비량과 문제성 음주가 타 변인들과 서로 다른 방식으로 연관된다는 점은, 음주문제의 양상에 따라 효과적인 개입 전략이 다를 수 있음을 나타낸다.

1회 음주량이 많고 음주 빈도가 잦아서 문제가 되는 개인의 경우, 음주를 통해서 부정적인 감정을 조절할 수 있을 것이라는 신념을 다루는 개입이나, 사교적 상황에서 음주량을 조절하고 음주를 하지 않고도 좋은 사교적 모임을 가지는 방법을 배우게 하는 개입 전략이 도움이 될 수 있을 듯하다. 반면 알코올 소비량이 많지 않더라도 내성, 금단 증상을 비롯한 알코올 의존을 보이거나, 음주로 인한 사고나 학업적, 직업적, 대인관계적 문제가 자주 발생하는 경우에는, 개인의 심리적ㆍ정서적 상태에 대한 확인이 우선시되어야 할 것이다. 대처음주동기가 자기도피에서 문제성 음주로 이어지는 경로를 촉진하는 역할을 한다고 확인되었기 때문에, 알코올 의존과 유해성 음주가 두드러지는 경우에도 음주를 통해 부정적인 감정을 조절하고자 하는 동기에 초점을 두고 개입하는 것이 음주문제 완화에 도움이 될 수는 있을 것이다. 그러나 개인이 이미 인지적 와해 상태에 있다면, 자기도피와 관련된 선행 연구에서 언급되었던 폭식[21,22], 자해[23], 행위중독[24,25]을 비롯한 다른 자기파괴적 행동으로 자기도피의 수단이 대체되지는 않는지 주의를 기울여야 할 것이다.

자기도피의 수단으로써 문제성 음주를 사용하는 개인의 경우, 스트레스 경험이 자기도피로 이어지는 경로를 조절하는 역기능적 자기초점 속성을 중심으로 한 개입을 고려할 수 있을 듯하다. Kim과 Lee [31]의 연구에서 언급된 것처럼, 의식적으로 자신과 외부로 초점을 돌리는 능력을 키우고, 자신의 내면을 명확하게 자각하며, 자기의 부정적 측면에만 편향적으로 주의를 기울이는 인지적 왜곡을 수정하는 개입은, 개인이 스트레스나 부정적 감정을 경험하더라도 자기 인식까지 부정적으로 변화하지는 않도록 도울 수 있을 것이다.

마지막으로, 본 연구의 의의와 한계점, 후속 연구에 대한 제언점에 대해 논의하고자 한다. 본 연구의 의의는 도피이론에 근거하여 음주문제의 발생에 영향을 미치는 정서적, 인지적, 동기적 요인을 통합적으로 검토했다는 점에 있다고 볼 수 있다. 개인의 상태와 관련된 한 변인으로서의 자기도피가 음주문제와 연관된다는 점은 선행 연구[16,21]에서 이미 확인되었으나, 본 연구에서와 같이 자기도피의 각 단계를 서로 다른 변인으로 설정하고 그 관계와 경로를 탐색한 연구는 아직 이루어지지 않은 바, 본 연구의 결과가 문제성 음주의 발생 과정을 보다 상세하게 이해하고, 개인의 상태나 특성에 따라 다양한 측면에서 치료 전략을 발전시키는 데 기여할 수 있을 것으로 기대한다.

본 연구의 한계점으로, 가장 먼저 표본의 편향성과 인구통계학적 속성의 불확실성을 들 수 있다. 전체 참가자 중 41.1%가 위험 음주군에 해당했는데, 이는 2017년에 전국 대학생 집단을 대상으로 동일한 척도를 사용하여 조사한 연구[2]에서 남성은 56.4%, 여성은 51.4%가 위험 음주군으로 분류되었던 것에 비해 낮은 비율이다. 즉, 본 연구 참가자들은 모집단인 전체 대학생 집단에 비해 음주 행위를 덜 하는 경향이 있었던 것으로 보인다. 또한 본 연구에서는 인구통계학적 변인으로써 연령과 성별 정보를 수집했으나, 둘 중 하나 이상의 응답을 누락한 참가자가 전체의 8.8%로 상당히 많았고, 성비의 경우 35.5%가 남성으로 편향이 있었다. 따라서 연구 대상 집단 해당 여부와 관련된 연령 정보를 누락한 참가자는 통계 분석에서 배제되었고, 연구 변인과 관련된 성차를 살펴보기가 어려웠다는 한계점이 있었다. 후속 연구에서는 표본집단의 편향성의 원인을 추정할 수 있도록 종교, 거주 환경, 경제적 상태, 일반 의학적 상태 등 음주행동에 잠재적으로 영향을 미칠 수 있는 인구통계학적 변인들을 보다 폭넓게 사용함으로써 이러한 한계점을 보완할 수 있을 것으로 여겨진다.

또한, 음주문화와 같은 사회적 요인이 음주행동에 상당한 영향을 미치는 것으로 나타난 선행 연구[51-53] 결과를 고려하면, 스트레스나 정서적 상태, 인지적 특성과 같은 개인 내적 요인에 제한적으로 초점을 맞추었던 점도 본 연구의 한계점이라고 볼 수 있을 듯하다. 후속 연구에서는 자기도피의 수단으로써 문제성 음주가 발생하는 과정에서 사회적 요인들이 어떤 방식으로 작용하는지를 함께 살펴본다면, 대학생 음주문제의 발생 기제에 대한 이해의 폭을 좀 더 넓힐 수 있을 것으로 여겨진다.

횡단적 연구라는 한계점도 있었다. 본 연구는 음주문제가 발생하는 심리적 기제를 과정적으로 분석하는 데 초점을 두었으나, 이를 한 번의 설문을 통해 측정했기 때문에, 변인 간의 관계가 통계적으로 유의미한 것으로 확인된다 하여도 전후 관계는 확신할 수 없다는 한계가 있다. 후속 연구에서 여러 번의 설문에 걸쳐 시간에 따라 변인들이 변화하는 양상을 측정한다면, 연구가설에 내재한 인과관계를 더욱 타당하게 확증할 수 있을 것으로 사료된다.

Acknowledgments

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.

Research model – The relationship between perceived stress, drinking problems, escape from self, dysfunctional self-focus, coping motive to drinking.

Fig. 2.

The relationship between perceived stress and escape from self according to the level of dysfunctional self-focus.

Fig. 3.

The relationship between escape from self and problematic drinking according to the level of coping motive to drinking.

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