서 론

정신건강 문제로 병원을 찾는 사람이 해마다 증가하고 있다. 건강보험심사평가원이 2017년부터 2021년까지 최근 5년간 우울증과 불안장애 진료 통계를 분석한 결과, 국내 우울증 환자가 2021년에는 2017년 대비 35.1% 증가한 약 93만 명에 달하였다[1]. 하루의 3분의 1 이상을 직장에서 보내는 직장인이 경험하는 직장인 우울 역시 주목 받고 있다. 지난 2014년에는 직장인이 직장 내에서 여러 가지 원인으로 우울감을 느끼는 증상이라는 의미의 신조어 ‘오피스 우울증’이 국립국어원에서 등록되기도 했다[2]. 통계청의 2022년 11월 경제활동인구조사 고용동향 보고서에 따르면 자신의 근로에 대해 임금, 봉급, 일당 등을 받는 임금근로자는 2,173만 명으로, 대한민국 인구 약 5,145만 명[3]의 42.2%에 해당한다. 이처럼 많은 부분을 차지하는 직장인의 정신건강에 어려움이 있다면 이는 우리 사회 전반의 정신건강이 좋지 않음을 대변한다고 볼 수 있다.

프랑스, 독일, 영국, 이탈리아, 스페인, 터키, 덴마크 등 유럽 7개국의 직장인은 우울에 관한 설문에 약 20.3%가 우울증 진단을 받은 적이 있다고 응답했으며[4], 브라질에서는 18.9%가 우울증 진단을 받은 적이 있다고 응답하였다[5]. 국내에서 직장인 1,000명의 우울증에 대한 인식과 태도를 조사한 결과에 따르면 7.4%의 직장인이 평생 한 번 이상 우울증 진단을 받은 적이 있다고 응답했다. 한국의 직장인에게서 우울증이 낮게 진단된 것은 실제 유병률이 낮아서라기보다는 스스로 우울증인 것을 모르거나 의료기관을 찾는 비율이 낮아서인 것으로 판단된다[6]. 실제로 보건복지부에서 실시한 ‘2021년 정신건강실태조사’에 따르면 평생 우울장애 진단자의 12.5%만이 정신건강 서비스를 이용하는 것으로 나타났다[7]. 해외 연구에서는 우울증 환자로 구성된 응답자 중 71%가 직장과 사회에서 우울증을 숨기고 싶어했고, 47%는 우울증으로 인하여 직장을 구하거나 유지하는 데 차별을 받을 것으로 예상하였다[8]. 따라서 우울을 경험하는 직장인은 현재 조사된 수보다 많을 것으로 예상되며 이들을 위한 연구가 필요하다.

직장인이 우울증이 있는 경우 의욕과 집중력이 저하되고 결정 및 판단과 같은 인지과정에서 어려움을 겪게 되어 업무 효율과 생산성이 저하된다[6]. 국내 선행연구에 따르면, 주요우울증이 있는 근로자는 그렇지 않은 근로자보다 결근과 조퇴 일수가 많고, 업무수행이 전반적으로 많이 저하되었으며, 이로 인한 생산성의 손실은 연봉의 26%에 이르는 것으로 추산되었다[9]. 이와 같이 직장인의 우울은 개인과 기업에 막대한 영향을 미치지만 국내 연구는 여전히 실태 조사에 머무르고 있다[6]. 따라서 직장인의 우울 예방 및 치료와 더불어 개인과 기업에 미치는 악영향을 완화하기 위해 직장인의 우울에 영향을 미치는 요인을 탐색하는 연구가 필요하다.

개인의 완벽주의 성향은 오랫동안 우울의 대표적인 취약요인으로 주목받고 있다[10]. 완벽주의란 개인적 기준을 지나치게 높게 설정하고 자신의 수행에 대해 비판적으로 평가하고 끊임없이 의심하면서 실수를 두려워하는 성향을 말한다[11]. 그중 평가염려 완벽주의(evaluative concerns perfectionism)는 자신의 수행을 비판적으로 평가하고 성공적이어도 만족하지 못하며, 타인의 평가와 비판에 대한 염려가 높고 민감한 것으로 정의된다[12]. 평가염려 완벽주의는 여러 심리적 부적응 중에서도 우울과 일관되게 높은 정적 상관을 보이며, 우울을 예측하는 취약 요인으로 보고되고 있다[13-16].

마음챙김(mindfulness)은 현재 일어나는 경험에 대해 의도를 지니고 수용적인 마음으로 주의를 기울이는 태도다[17]. 다시 말해서 ‘지금 여기’에서의 경험에 대해 판단하거나 비교하지 않고 지금 현재 일어나는 생각, 느낌, 감정을 있는 그대로 순수하게 알아차리는 것을 의미한다[18]. 다수의 마음챙김 기반 프로그램 연구에서는 마음챙김이 우울을 감소시키는 효과를 확인하였다[19]. FFMQ(five facets of mindfulness questionnaire)는 마음챙김을 측정하는 대표적인 자기보고식 설문지로 다섯 가지 기술을 기반으로 구성된다: 1) 내ㆍ외적인 경험 혹은 대상을 판단하지 않고(비판단; nonjudging of experience), 2) 대상을 있는 그대로 바라보고(관찰; observing) 3) 대상에 단어를 사용하여 이름을 붙이고(기술; describing) 4) 생각이 오고 가는 것을 내버려 둘 뿐 반응하지 않고(비반응성; nonreactivity) 5) 알아차리며 행동하는 것(자각 행위; acting with awareness). 이를 사용한 여러 선행 연구에 따르면 마음챙김 수준은 우울과 부적 상관을 가지는 것으로 나타났다[20,21]. 또 마음챙김 수준이 높을수록 우울을 적게 경험하며, 더 나아가 우울을 완화시킨다[22,23].

마음챙김은 완벽주의가 우울에 미치는 영향을 매개하는 데 중요한 키워드가 될 수 있다. Lundh [24]는 역기능적 완벽주의의 핵심 요소로 수용을 제안하고, 완벽주의가 높은 사람의 적응적인 삶을 위해서 수용의 필요성을 강조하였다. 마음챙김과 완벽주의에 대한 연구로 Lee [25]는 평가염려 완벽주의 성향 대학생을 대상으로 한 마음챙김 기반 인지치료를 통해 평가염려 완벽주의와 우울의 감소 및 마음챙김의 증가를 확인하였고, Kwon [26]은 완벽주의와 우울 간의 관계에서 마음챙김의 부적 매개효과를 검증하였다. 이러한 선행 연구를 바탕으로 평가염려 완벽주의자의 부정적 평가에 대한 두려움이 우울에 미치는 경로에 마음챙김이 영향을 미칠 것으로 기대할 수 있다.

우울과 관련된 변인으로 완벽주의와 마음챙김이 비교적 변화 가능한 개인의 성향이라면, 기질적 특성은 평생 일관성 있게 개인에게 영향을 미치는 요인이다. Strelau [27]가 개발한 기질의 조절이론(regulative theory of temperament, RTT)에 의하면 기질(temperament)은 개인마다 다르며 비교적 안정적이고 기본적인 개인적 특성을 일컫는다. 기질은 근본적으로 선천적인 신경생물학적 메커니즘을 통해 형성되지만 유전과 환경 간의 상호작용을 통해 점진적으로 변화하기도 한다[28]. 이러한 기질을 측정하고 유사한 특성끼리 분류하기 위하여 Strelau와 Zawadzki [29]는 행동특성기질검사(Formal Characteristic of Behaviour – Temperament Inventory, FCB-TI)를 개발하였다. 이후 수정된 FCB-TI (R)는 다음의 7개 요소로 구성된다: 민첩성(briskness, BR), 집착성(perseveration, PE), 리듬성(rhythmicity, RT), 감각민감성(sensory sensitivity, SS), 감내력(endurance, EN), 정서적 반응성(emotional reactivity, ER), 활동성(activity, AC) [30].

이러한 FCB-TI 기질에 따라 일상생활에서 스트레스 및 부정적 정서를 경험하고 대처하는 방식에 차이가 나타난다[31]. 기질의 조절이론에 따르면 집착성(PE)과 정서적 반응성(ER)은 정서적 기능과 직접 연관되어있다[28]. 집착성은 행동을 유발하는 자극이 중단된 후에도 행동을 반복하고 지속하는 경향성으로, 스트레스를 유발하는 부정적인 생각을 반추하는 경향을 보인다. 정서적 반응성은 정서를 유발하는 자극에 강하게 반응하는 경향성으로, 정서적 취약성을 의미하며 신경증(neuroticism)과 유사한 개념으로 설명된다[32].

환경 및 자극과의 상호작용이 적절한 ‘적응적 기질 프로파일’에서 낮은 점수를 가지는 두 기질은 여러 부적응적 특성과 관련성을 가지는 것으로 보고된다[33]. 선행 연구에서 집착성과 정서적 반응성은 우울과 상관이 컸다[34]. FCB-TI 기질과 평가염려 완벽주의, 마음챙김 간의 직접적인 관련성을 검증한 연구는 현재 시점에서 찾을 수 없지만 관련된 개념과의 관계를 탐색한 여러 선행 연구가 존재한다.

집착성은 반추적 사고와 관련성이 높은데[35], 마음챙김은 반추적 사고의 감소에 효과적이며 두 변인 간에 부적상관이 있는 것으로 알려져있다[36-38]. 또 다른 선행연구에서는 대학생의 평가염려 완벽주의와 우울의 관계에서 반추와 마음챙김의 매개효과가 유의하였고[39] 평가염려 완벽주의, 마음챙김, 부정반추의 관련성이 높았다[40]. 이러한 결과를 바탕으로, 반추와 매우 밀접한 기질인 집착성이 평가염려 완벽주의 및 마음챙김과 관련 있을 것으로 예측할 수 있다.

정서적 반응성은 만성적인 정서적 불안정성과 관련성이 있는데, 이는 근무 스트레스에 대한 대처 부족과 부정적 정서 경향성을 예측한다[41]. 또 집착성과 정서적 반응성은 공통적으로 삶의 만족도와는 부적 상관을, 신경증, 지각된 근무 스트레스, 적대감, 특성불안과는 정적 상관을 보였는데, 이는 평가염려 완벽주의와 같으며 마음챙김과는 반대 방향으로 일치하는 결과다[42,43]. 국내 FCB-TI(R)-K 타당화 연구에서도 두 기질 모두 신경증적 경향성과 상관이 높았는데[44], 신경증은 우울이나 완벽주의와 정적 관련성이 있고, 마음챙김과는 부적 관련성이 있는 성격 특성으로 알려졌다[45-47]. 집착성과 정서적 반응성은 공통적으로 신체화 증상을 예측하는 것으로 나타났으며[43] 완벽주의와 신체화 증상의 관계에서 마음챙김의 조절된 매개효과가 나타난 선행 연구가 있었다[48]. 이를 바탕으로 완벽주의와 마음챙김이 집착성 및 정서적 반응성과 관련 있을 것으로 기대할 수 있다.

직장인을 대상으로, FCB-TI 기질은 직무 환경에서 나타나는 개인의 심리적 상태와 경험을 예측하는 것으로 밝혀졌다[27]. 선행 연구에 따르면 FCB-TI 기질은 직무 스트레스, 직무 통제력, 근무 환경에서 역할 갈등과 사회적 지지 수준을 유의하게 예측하는 개인 내적 요인으로 나타났다[49,50]. 근로자 유형을 기질에 따라 구분한 결과, 일과 삶의 균형이나 삶의 질과 같은 업무 환경에서의 심리적 적응이 기질에 따라 달랐다[51]. 그중 집착성과 정서적 반응성은 재택근무 직장인의 일-가정 갈등과 외로움을 높여 우울을 포함한 부정적인 심리적 상태를 경험하게 하는 취약요인으로 밝혀졌다[52].

본 연구에서는 직장인을 대상으로 FCB-TI 기질 중 집착성과 정서적 반응성, 우울, 완벽주의 성향, 마음챙김과 같은 개인의 심리 내적 요인의 상호관련성을 살펴보고자 한다. 더불어 개인의 기질이 우울에 이르는 경로를 평가염려 완벽주의와 마음챙김 성향이 매개하는지 검증하여 이후 직장인의 심리적 상태를 이해하고 필요한 개입을 제공하는 데 도움이 되고자 한다.

연구방법

1. 연구 참여자

본 연구는 대한민국 국적의 만 18세 이상의 직장인을 대상으로 하였다. 다수의 직장인 커뮤니티를 통해 자발적으로 연구 참여 의사를 밝힌 참가자를 모집하였다. 개인 정보를 확인하여 설문에 중복 참여할 수 없도록 하였으며, 연구 참여에 동의하지 않았거나 성실하게 응답하지 않은 경우를 제외한 220명의 자료를 최종 분석하였다. 본 연구는 중앙대학교 윤리심의위원회의 승인을 받고 진행되었다(IRB No. 1041078-202209-HR-203).

2. 측정도구

본 연구에서 사용된 측정도구는 인구통계학적 특성 10문항, 수정된 행동 특성 기질 검사의 집착성(PE) 하위척도 7문항, 정서적 반응성(ER) 하위척도 11문항, 통합적 한국판 역학연구센터 우울척도 20문항, Frost 다차원적 완벽주의 척도 13문항, 한국판 5요인 마음챙김 척도 39문항으로 총 100문항의 자기기입식 설문방식을 사용하였다. 본 연구에서 사용한 측정도구의 내용은 다음과 같다.

1) 인구통계학적 척도

참여자의 일반적인 특성과 직장 관련 변인을 알아보기 위해 성별, 나이, 최종학력, 직종, 직무, 고용 형태, 경력, 연봉, 현재 근무 형태, 거주지를 질문하였다.

2) 수정된 행동 특성 기질 검사(the revised Formal Characteristics of Behaviour-Temperament Inventory, FCB-TI (R))

기질의 조절이론에 기반해 Strelau와 Zawadzki [29]가 개발했으며, Cyniak-Cieciura 등[30]이 수정했다. 국내에서는 Cho [44]가 수정된 검사를 번안했다. 수정된 척도는 총 69문항으로, 7개 하위요인인 민첩성(briskness), 집착성(perseveration), 리듬성(rhythmicity), 감각 민감성(sensory sensitivity), 감내력(endurance), 정서적 반응성(emotional reactivity), 활동성(activity)으로 구성된다. 이 중 집착성(PE)과 정서적 반응성(ER) 유형에 해당하는 문항 각 7개와 11개를 추출하여 사용하였다. 평소 행동양식을 바탕으로 4점 척도(1=매우 동의하지 않음, 2=동의하지 않음, 3=동의함, 4=매우 동의함)를 통해 평가한다. Hwang 등[52]의 연구에서 내적 일치도(Cronbach’s α)는 집착성이 .71, 정서적 반응성이 .76으로 나타났다. 본 연구에서는 집착성 .614, 정서적 반응성 .795이었다.

3) 통합적 한국판 역학연구센터 우울척도(Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D)

일반인들의 우울 수준을 측정하기 위해 Radloff [53]가 역학조사센터 우울증 척도를 개발하였으며 이를 Chon 등[54]이 통합적 한국판 척도로 번안한 척도로, 총 문항 수는 20문항이다. 지난 일주일 동안 일어난 상태의 빈도를 4점 척도(0=극히 드물게; 1일 이하, 3=거의 대부분; 6∼7일)를 통해 평가한다. 총점의 범위는 60점으로, 전통적으로 우울에 대한 절단점(cut-off)은 16점이다. 국내에서는 CES-D의 본래 사용목적인 지역사회에서 주요우울증의 1차 선별용으로 양성율을 25% 내외로 하는 절단값으로 21점을 보고한 바 있다[55]. 이 척도의 내적 일치도(Cronbach’s α)는 개발 당시 .91로 높았고, 본 연구에서도 .944로 나타났다.

4) Frost 다차원적 완벽주의 척도(Frost Multidimensional Perfectionism Scale, FMPS)

FMPS는 완벽주의의 다양한 속성을 다차원적으로 측정하는 척도로, 실수에 대한 염려, 수행에 대한 의심, 부모의 기대, 부모의 비판, 개인적 기준, 조직화 총 6개의 하위 척도와 35문항으로 구성되어 있다[56]. 본 연구에서는 한국어로 번안한 척도에서 평가염려 완벽주의에 해당하는 ‘실수에 대한 염려’ (9문항)와 ‘수행에 대한 의심’ (4문항)만을 선택하여 총 13문항을 사용하였다[11]. 5점 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 측정하는 이 척도에서 높은 점수는 완벽주의 성향이 높음을 의미한다. 한국어로 번안하였을 때의 내적 일치도(Cronbach’s α)는 .71∼.84 이었고[39], 본 연구에서는 .878이었다.

5) 한국판 5요인 마음챙김 척도(Korean version of Five Facet Mindfulness Questionnaire, FFMQ)

Baer 등[22]이 개발한 5요인 마음챙김 척도는 비자동성(nonreactivity), 관찰(observing), 기술(describing), 자각행위(acting with awareness), 비판단(nonjudging of experience)의 5요인을 측정한다. 7점 리커트 척도(1=전혀 그렇지 않다, 2=거의 그렇지 않다, 3=드물게 그렇다, 4=때때로 그렇다, 5=자주 그렇다, 6=거의 항상 그렇다, 7=항상 그렇다)로 측정하는 39개의 문항을 사용하여 총점의 범위는 39점에서 273점이며, 점수가 높으면 마음챙김 수준이 높음을 의미한다. 한국판 개발 연구에서 내적 일치도(Cronbach’s α)는 .90 [20], 본 연구에서는 .887 이었다.

3. 자료 분석

본 연구에서는 IBM SPSS 26.0과 SPSS PROCESS Macro를 사용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 각 주요변인을 측정하기 위해 사용한 측정도구의 신뢰도를 Cronbach’s α로 산출하였다. 둘째, 연구대상자의 인구통계학적 정보에 대한 빈도분석과 기술 통계분석을 실시하고, 통제변인 설정을 위해 독립표본 t검증, 일원분산분석(ANOVA)을 실시하였다. 셋째, 변인 간 상호관련성을 알아보기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 넷째, 평가 염려 완벽주의와 마음챙김이 각각 기질과 우울의 관계를 매개하는지 알아보기 위해 model 4를 사용하여 단순매개 효과를 검증하였다. 다섯째, 기질과 우울의 관계에서 평가염려 완벽주의와 마음챙김이 이중매개를 하는지 알아보기 위하여 model 6의 1번 모형을 사용하여 이중매개효과를 검증하였다. 모든 매개분석과 이중매개분석의 유의성을 신뢰구간을 95%로 설정하여 bootstrapping으로 검증하였다.

결 과

1. 일반적 특성

본 연구 분석에 사용된 대상자 220명 중 남성은 50명(22.7%), 여성은 170명(77.3%)이었으며, 가장 많은 나이대는 20대(96명, 43.6%), 그 뒤로 30대(89명, 40.5%), 40대(28명, 12.7%), 50대(7명, 3.2%) 순으로 많았다. 대부분 거주지는 수도권(서울, 경기, 인천)이었으며(153명, 69.5%), 최종학력은 4년제 대학 졸업 혹은 재학(123명, 55.9%)이었다. 직종은 인사/교육(73명, 33.2%)과 기타(71명, 32.3%)가 가장 높은 빈도를 나타냈다. 직장 관련 특성의 경우, 대부분 직무는 사원(126명, 57.3%), 고용 형태는 정규직(178명, 80.9%), 연봉은 2,000∼4,000만원(138명, 62.7%), 근무 장소는 사무실(153명, 87.7%)이 빈도가 가장 높았다.

인구통계학적 변인 중 매개변인 평가염려 완벽주의에 영향을 미치는 변인을 통제하기 위해 독립표본 t검증과 일원분산분석(ANOVA)을 실시한 결과, 성별(t=−0.586, p＞.05), 나이(F=1.201, p≥.05), 최종학력(F=0.268, p＞.05), 직종(F=1.059, p＞.05), 직무(F=0.356, p＞.05), 고용 형태(F=0.094, p＞.05), 경력(F=2.484, p＞.01), 연봉(F=1.298, p＞.05), 현재 근무 형태(F=0.264, p＞.05), 거주지(F=0.526, p＞.05) 중 경력이 근소하게 유의(p=.033)하였으며, 나머지 지표는 유의하지 않았다.

또 다른 매개변인 마음챙김에 대한 분석 결과, 성별(t=−1.264, p＞.05), 나이(F=1.307, p≥.05), 최종학력(F=0.456, p＞.05), 직종(F=0.999, p＞.05), 직무(F=0.989, p＞.05), 고용 형태(F=0.454, p＞.05), 경력(F=1.137, p＞.05), 연봉(F=0.827, p＞.05), 현재 근무 형태(F=0.464, p＞.05), 거주지(F=1.156, p＞.05) 중 어느 지표도 유의한 영향을 미치지 않았다.

인구통계학적 변인 중 종속변인 우울에 영향을 미치는 변인을 통제하기 위해 독립표본 t검증과 일원분산분석(ANOVA)을 실시한 결과, 성별(t=−1.821, p＞.05), 나이(F=0.920, p≥.05), 최종학력(F=0.727, p＞.05), 직종(F=0.488, p＞.05), 직무(F=1.226, p＞.05), 고용 형태(F=2.863, p＞.05), 경력(F=2.191, p＞.05), 연봉(F=0.174, p＞.05), 현재 근무 형태(F=0.737, p＞.05), 거주지(F=1.025, p＞.05) 중 어느 지표도 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 따라서 인구통계학적 변인에 따른 차이는 없는 것으로 알 수 있다.

2. 기술통계 및 상관관계

주요 변인의 기술 통계량 및 변인 간의 상관관계는 Table 1과 같다. 먼저 전체 변수의 왜도는 2 이하, 첨도는 7 이하로 나타나 변수의 정규성 가정이 충족되었다. 또한 주요 변인 간의 상관관계가 모두 유의했다. 구체적으로 집착성(PE)과 정서적 반응성(ER), 두 기질 유형은 서로 정적 상관이 있었고, 모두 평가염려 완벽주의 및 우울과는 정적 상관이, 마음챙김과는 부적 상관이 나타났다. 우울은 평가염려 완벽주의와는 정적 상관을, 마음챙김과는 부적 상관을 보여 선행 연구와 일치하는 결과를 나타냈다.

3. 단순매개효과

1) 평가염려 완벽주의

FCB-TI 기질이 우울에 미치는 영향에서 평가염려 완벽주의의 단순매개효과 검증을 실시하였다.

첫 번째 단계와 두 번째 단계에서 독립변인인 집착성은 매개변인인 평가염려 완벽주의(B=1.139, t=6.205, p＜.001)와 종속변인인 우울(B=0.854, t=3.515, p＜.001)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세 번째 단계에서 평가염려 완벽주의가 우울에 미치는 영향을 통제했을 때 집착성은 우울에 영향을 미치지 않았다(B=0.259, t=1.069, p＞.05). 간접효과 검증을 위한 bootstrapping 결과, 매개효과 계수의 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.359∼0.871)에 0이 포함되지 않아 집착성이 평가염려 완벽주의를 경유하여 우울에 이르는 간접효과 즉, 매개효과는 정적으로 유의하였다(B=0.594).

첫 번째와 두 번째 단계에서 독립변인인 정서적 반응성은 매개변인인 평가염려 완벽주의(B=0.927, t=7.613, p＜.001)와 종속변인인 우울(B=0.903, t=5.623, p＜.001)에 유의한 영향을 미쳤다. 세 번째 단계에서 평가염려 완벽주의가 우울에 미치는 영향을 통제했을 때 정서적 반응성은 우울에 유의한 영향을 미치는 직접효과가 유의하였다(B=0.490, t=2.876, p＜.001). 간접효과 검증을 위한 bootstrapping 결과, 매개효과 계수의 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.234∼0.629)에 0이 포함되지 않아 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의를 경유하여 우울에 이르는 매개효과는 정적으로 유의하였다(B=0.412).

2) 마음챙김

FCB-TI 기질이 우울에 미치는 영향에서 마음챙김의 매개효과를 검증하였다.

첫 번째와 두 번째 단계에서 독립변인인 집착성은 매개변인인 마음챙김(B=−2.076, t=−4.159, p＜.001)과 종속변인인 우울(B=0.854, t=3.515, p＜.001)에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 세 번째 단계에서 마음챙김이 우울에 미치는 영향을 통제했을 때 집착성이 우울(B=0.496, t=2.098, p＜.05)에 미치는 영향은 여전히 유의하였으나 다소 감소하였다. 간접효과 검증을 위한 bootstrapping 결과, 매개효과 계수의 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.152∼0.622)에 0이 포함되지 않아 집착성이 마음챙김을 경유하여 우울에 이르는 매개효과는 정적으로 유의하였다(B=0.358).

첫 번째와 두 번째 단계에서 독립변인인 정서적 반응성은 매개변인인 마음챙김(B=−2.161, t=−6.638, p＜.001)와 종속변인인 우울(B=0.903, t=5.623, p＜.001)에 미치는 효과가 유의하였다. 세 번째 단계에서 마음챙김이 우울에 미치는 영향을 통제했을 때 정서적 반응성이 우울(B=0.592, t=3.508, p＜.001)에 미치는 영향은 여전히 유의하였으나 다소 감소하였다. 간접효과 검증을 위한 bootstrapping 결과, 매개효과 계수의 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.144∼0.514)에 0이 포함되지 않아 정서적 반응성이 마음챙김을 경유하여 우울에 이르는 간접효과는 정적으로 유의하였다(B=0.311).

4. 이중매개효과

FCB-TI 기질과 우울의 관계에서 평가염려 완벽주의와 마음챙김의 다중매개효과를 검증하였다. 집착성의 결과는 Table 2와 Fig. 1, 정서적 반응성의 결과는 Table 3과 Fig. 2에 제시하였다.

Table 2에 따르면, 집착성이 평가염려 완벽주의(B=1.139, t=6.205, p＜.001)에 미치는 영향은 유의했지만, 마음챙김(B=−0.764, t=−1.555, p＞.05)과 우울(B=0.175, t=.733, p＞.05)에 미치는 직접효과는 유의하지 않았다. 평가염려 완벽주의는 마음챙김(B=−1.151, t=−6.886, p＜.001)에는 부적으로, 우울(B=0.394, t=4.428, p＜.001)에는 정적으로 효과가 유의했다. 마음챙김은 우울(B=−0.111, t=−3.390, p＜.001)에 부적으로 영향을 미쳤다.

Bootstrapping 결과, 집착성이 평가염려 완벽주의를 경유하여 우울에 이르는 간접효과는 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.220∼0.711)에 0이 포함되지 않아 유의하였다(B=0.449). 집착성이 마음챙김을 경유하여 우울에 이르는 간접효과는 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(−0.016∼0.233)에 0을 포함하여 유의하지 않았다(B=0.085). 마지막으로 집착성이 평가염려 완벽주의와 마음챙김을 순차적으로 경유하여 우울에 이르는 간접효과는 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.044∼0.277)에 0이 포함되지 않아 유의하였다(B=0.145).

Table 3에 따르면, 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의(B=0.927, t=7.613, p＜.001)와 우울(B=0.368, t=2.132, p＜.05)에는 정적으로, 마음챙김(B=−1.265, t=−3.697, p＜.001)에는 부적으로 직접효과가 있었다. 평가염려 완벽주의 역시 우울(B=0.352, t=3.962, p＜.001)에는 정적으로, 마음챙김(B=−0.966, t=−5.708, p＜.001)에는 부적으로 유의한 영향을 주었다. 마음챙김은 우울(B=−0.096, t=−2.894, p＜.01)에 부적 영향을 미쳤다.

Bootstrapping 결과, 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의를 경유하여 우울에 이르는 간접효과는 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.151∼0.540)에 0이 포함되지 않아 유의하였다(B=0.326). 정서적 반응성이 마음챙김을 경유하여 우울에 이르는 간접효과도 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.021∼0.284)에 0을 포함하지 않아 유의하였다(B=0.122). 마지막으로 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의와 마음챙김을 순차적으로 경유하여 우울에 이르는 간접효과 역시 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이(0.022∼0.168)에 0이 포함되지 않아 유의하였다(B=0.086).

고 찰

본 연구는 직장인을 대상으로 기질이 우울에 미치는 영향에서 평가염려 완벽주의와 마음챙김의 이중매개효과를 검증하고자 하였다. 본 연구의 결과를 바탕으로 고찰하면 다음과 같다.

첫째, 단순효과 검증 결과 집착성과 정서적 반응성은 각각 우울에 직접적인 영향을 미쳤다. 이는 정서나 행동을 유발하는 자극에 집착하고, 민감하게 반응하는 직장인은 우울을 느끼는 경향성이 높다는 것을 의미한다.

둘째, 평가염려 완벽주의는 기질과 우울의 관계를 매개하였다. 즉, 집착성과 정서적 반응성이라는 기질적 특성이 평가염려 완벽주의 경향성으로 이어져 우울을 경험하게 되는 것이다. 구체적으로 집착성이 평가염려 완벽주의를 통하여 우울에 미치는 경로를 확인하였을 때 우울에 대한 직접효과는 더 이상 유의하지 않았고, 간접효과만 검증되었다. 즉 집착성이 우울로 이르는 경로에서 평가염려 완벽주의가 핵심적인 역할을 하는 것으로, 타인의 평가에 지속적으로 집착하여 완벽해지고자 하는 욕구의 좌절이 우울로 이어지는 것으로 볼 수 있다. 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의를 통하여 우울에 미치는 경로를 확인하였을 때, 우울에 대한 간접효과와 직접효과가 모두 유의하였다. 정서 유발 자극에 민감한 기질적 특성 자체가 우울한 정서를 유발하기도 하지만, 자신에 대한 평가에 특히 민감하게 반응하여 완벽성을 추구하나 이에 도달하지 못했을 때 우울을 경험하기도 하는 것이다.

결과적으로, 타고난 기질이 우울과 같은 심리적 고통의 취약요인이 되는 관계에서 평가염려 완벽주의 경향성이 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 집착성과 유사한 맥락의 반추, 정서적 반응성과 유사한 맥락의 신경증이 평가염려 완벽주의 및 우울과 관련성이 높다는 선행연구[39,45]와 일치한다. 본 연구는 간접적 관계에 한정되어 있던 선행 연구를 확장하여 FCB-TI 기질과 평가염려 완벽주의, 그리고 우울 간의 직접적인 관련성을 처음으로 검증하였다. 이를 적용하여 일생 동안 안정적인 특성을 지니는 기질에 비하여 상대적으로 변화 가능성이 높은 평가염려 완벽주의 경향성을 감소하는 개입이 우울을 경험하는 가능성을 감소할 수 있음을 시사한다.

셋째, 기질과 우울의 관계를 마음챙김은 매개하였다. 즉 집착성과 정서적 반응성 수준이 높을수록 마음챙김 수준이 낮아지고, 이로 인해 우울이 높아졌다. 자극에 집착하고 자동적으로 반응을 하는 선천적인 경향성을 가진 경우 부정적인 정서 및 사고를 수용하고, 무의식적으로 반응(react)하는 대신 의식적으로 행동(act)하는 마음챙김 성향이 낮아져 우울을 경험할 수 있다는 것이다. 이는 부적응적 기질을 타고났더라도 마음챙김 기술을 증진하는 개입을 통해서 우울을 완화할 수 있음을 시사한다. 이러한 결과는 집착성과 유사한 맥락의 반추, 그리고 정서적 반응성과 유사한 맥락의 신체화 및 신경증이 마음챙김 및 우울과 높은 관련성이 있다는 선행연구[46]와 일치하는 맥락이며, FCB-TI 기질과 마음챙김, 우울 간의 직접적인 관련성을 처음으로 검증한 확장된 연구 결과다.

넷째, 이중매개 분석 결과 직장인의 집착성 및 정서적 반응성이 평가염려 완벽주의와 마음챙김을 순차적으로 매개하여 우울에 이르는 간접효과는 유의하였다. 즉 집착성 및 정서적 반응성 수준이 높을수록 평가염려 완벽주의가 높아지고, 평가염려 완벽주의 경향성은 마음챙김 수준을 낮추어 우울이 증가하는 것이다. 자신에 대한 평가에 강하게 반응하고 지속적으로 염려하여 완벽성에 대한 이상적 기준을 세우지만, 이것이 현실에서 충족되지 않을 때 경험 하는 부정적인 정서나 생각을 있는 그대로 바라보고 알아 차리고 흘러가도록 내버려두지 못해 우울을 경험하게 되는 것이다. 완벽주의가 우울에 미치는 영향에서 마음챙김의 조절효과를 검증한 선행연구[57]와 본 연구 결과를 고려한다면, 우울에 취약한 기질과 경향성이 있더라도 마음챙김 기술의 습득을 통해 완충효과를 기대할 수 있겠다.

추가적으로 집착성이 마음챙김에 미치는 경로를 평가염려 완벽주의가 통제하였을 때 직접효과가 유의하지 않았다. 이는 높은 집착성 수준이 마음챙김을 낮추는 경로에서 평가염려 완벽주의가 중요한 역할을 하는 것으로 판단된다. 따라서 집착성 기질을 가진 직장인의 경우, 기질적 특성보다 상대적으로 변화 가능성이 높은 타인의 평가에 대한 걱정과 완벽에 대한 강박을 완화하는 데 초점을 맞춘 마음챙김 기반 개입이 우울 감소에 더욱 효과적일 것으로 예상된다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 국내 직장인의 우울에 영향을 미치는 변인을 탐색한 연구로서 의의를 가진다. 우울증을 경험하는 사람 중에서도 국내 인구의 대다수를 차지하는 직장인의 우울은 개인의 정신건강 뿐만 아니라 생산성 측면에서 기업에도 막대한 영향을 미치는 중요한 현상이지만 국내 연구는 실태 조사에 그치고 있을 뿐만 아니라 많은 사람이 자신의 우울 증상을 밝히기를 꺼려하고, 의료기관을 찾는 비율이 낮아서 그 수가 정확히 파악되지 않는다는 어려움이 있다. 본 연구는 비대면으로 진행된 온라인 설문을 통하여 국내 직장인이 경험하는 우울에 영향을 미치는 기질, 평가염려 완벽주의, 마음챙김과 같은 변인과 그 기제를 탐색했다는 의미가 있다.

둘째, 본 연구는 FCB-TI 기질과 평가염려 완벽주의 및 마음챙김의 관계를 처음으로 탐색한 연구다. 일생 동안 유지되는 기질이 우울에 미치는 경로를 비교적 변화가 쉬운 변인인 평가염려 완벽주의와 명상 훈련을 통해 증진할 수 있는 마음챙김으로 설명함으로써, 우울에 취약한 기질을 타고나더라도 평가염려 완벽주의와 마음챙김에 초점을 둔 개입을 통하여 우울 경험을 완화할 수 있다는 의미가 있다. 스스로 우울증인 것을 모르거나 의료기관을 찾는 비율이 낮은 국내 직장인이 간단한 기질 검사를 통하여 자신의 기질적 특성을 이해하고, 우울을 경험하고 있는 경우 자신의 기질에 적합한 개입을 통하여 정신건강을 증진할 수 있을 것이다. 특히, 마음챙김 기반 개입은 다른 프로그램과 비교하였을 때 호흡이나 감각과 같이 보편적이고 편안한 자극을 이용함으로써 심리치료에 대한 거부감을 완화할 수 있으며, 시간과 장소의 제한이 적어 어플리케이션이나 가이드 녹음 및 녹화본을 보면서 일상적으로 참여할 수 있다는 장점이 있다. 개인 뿐만 아니라 기업 차원에서도 직원에게 마음챙김 명상과 같은 간단한 프로그램이나 심리상담 서비스를 제공함으로써 업무 효율과 생산성에 큰 영향을 미치는 직장인 우울을 관리할 수 있을 것이다.

본 연구의 한계로는 첫째, 연구의 표본은 일반적인 직장인으로, 우울 점수의 평균이 다소 낮았다. 즉 본 연구에서 우울 척도의 평균은 12.85점이었다. 이는 전체적인 우울 수준이 높지 않다고 해석될 여지가 있다. 그러나 전통적 절단값인 16점을 적용한 해외 연구에서 우울 양성률은 대략 20∼25%였으며[55], 본 연구에서는 총 220명의 참여자 중 32.7%에 달하는 71명이 16점 이상의 점수를 가졌다. 국내 지역사회에서 주요우울증 양성율 25%를 가지는 21점 이상을 기록한 참여자는 52명, 23.6%로 본 연구의 표본은 지역사회 표본과 비슷하거나 더 높은 수준의 우울 인구를 포함한다[55]. 즉 본 연구는 우울장애를 가진 임상군이 아닌 일반적인 직장인 인구에서 나타나는 우울과 그에 영향을 미치는 변인을 탐색하는 목적에 맞는 일반적인 직장인 모집단을 적절히 대표하는 표본을 모집하였다. 추후 연구에서는 직장인 중 우울경향군을 선별하여 연구를 진행하여 우울 증상이 있는 직장인의 고유한 특성을 알아보고, 그에 대한 치료적 개입의 시사점을 남길 수 있겠다.

둘째, FCB-TI-(R)-K의 집착성은 내적 일치도가 안정적이지 않았다. FCB-TI-(R)을 번안한 Cho [44]의 연구에서의 내적 일치도(Cronbach’s α)는 .545, Hwang 등[52]의 연구에서는 .71, 본 연구에서는 .614로 나타났다. 2018년에 개발된 FCB-TI (R)은 기질과 외적 행동 특성의 관계에 따른 개인차를 민감하게 측정하는 최적의 도구다. 이를 수정한 연구에서 집착성의 내적 일치도가 .75로 나타났으나[30], 최근에 번안된 한국어판은 연구에 따라 다소 편차가 나타났다. 이는 Cho [44]의 연구 표본은 만 18세 이상 성인이었으며 Hwang 등[52]의 연구는 본 연구와 마찬가지로 직장인을 대상으로 했는데 이러한 집단 특성이 반영된 차이일 가능성이 있다. 이러한 점을 고려하여 FCB-TI (R)-K 척도의 안정성 확보를 위해 추후 연구에서는 검사-재검사 신뢰도를 확인하고, 측정 도구의 신뢰도와 주요 내적 요인 간의 관계를 고려하여 연구를 실행하고 분석할 필요가 있겠다.

셋째, 참가자의 인구통계학적 특성이 고르게 분포되지 않았다. 통계적으로 유의하게 차이를 나타내는 인구통계 변인은 없었으나 총 220명 중 여성이 170명으로 전체 참여자의 3분의 2 정도가 여성이었다. 특히 성별에 따른 주요 변인의 차이가 유의하지는 않았으나 주목해 보아야 할 수준으로 판단되어 연구 결과를 모든 직장인에게 일반화하여 해석하는 것에 유의해야 한다. 추후 연구에서는 직장인의 기질과 완벽주의, 우울 등 주요 내적 요인 간 관계를 파악하는 데 있어 성별에 따른 조절효과가 나타나는지 고려해볼 필요가 있겠다. 4년제 대학 및 대학원 재학 이상이 전체의 85.9%로 전반적으로 참가자의 학력이 높은 수준이었으며, 전체의 3분의 1에 달하는 33.2%가 인사 및 교육 분야, 그리고 32.3%가 기타 직종에 해당한다고 답하여 설문 모집 과정에서 일부 직종의 직장인을 중심으로 응답이 이루어졌다. 기타 직종의 경우, 설문에서 제시한 총 9가지의 직종 외에 구체적으로 어떤 직종인지 확인하지 않았는데 추후 연구에서는 다양한 직종의 직장인을 대상으로 연구를 진행하여 직장인 우울에 대한 폭넓은 논의가 이루어질 필요가 있겠다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This research was supported by Korea Ministry of Trade, Industry and Energy (20015084) and the Chung-Ang University Graduate Research Scholarship in 2021.

Fig. 1.

Dual mediation effect of evaluative concerns perfectionism and mindfulness in the relationship between perseveration and depression.

Fig. 2.

Dual mediation effect of evaluative concerns perfectionism and mindfulness in the relationship between emotional reactivity and depression.

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References

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