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HOME > STRESS > Volume 32(1); 2024 > Article
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자립준비청년의 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계: 가정외보호 유형에 의해 조절된 단절-거절 영역 도식의 매개효과
박신영1orcid, 현명호2orcid, 진민진3orcid
Relationship between Childhood Trauma and Depression in Youths in the Transition to Independent Living: The Mediating Effect of Disconnection-Rejection Schemas Moderated by Out-of-Home Care Types
Shin Young Park1orcid, Myoung-Ho Hyun2orcid, Min Jin Jin3orcid
STRESS 2024;32(1):9-18.
DOI: https://doi.org/10.17547/kjsr.2024.32.1.9
Published online: March 28, 2024

1중앙대학교 심리학과 박사 수료

2중앙대학교 심리학과 교수

3국립공주대학교 교양학부 조교수

1Course on Doctor Degree, Department of Psychology, Chung-Ang University, Seoul, Korea

2Professor, Department of Psychology, Chung-Ang University, Seoul, Korea

3Assistant Professor, Division of Liberal Arts, Kongju National University, Gongju, Korea

Corresponding author Min Jin Jin Division of Liberal Arts, Kongju National University, 56 Gongjudaehak-ro, Gongju 32588, Korea Tel: +82-41-850-8662 Fax: +82-41-850-8660 E-mail: jin@kongju.ac.kr
• Received: December 19, 2023   • Revised: January 15, 2024   • Accepted: March 13, 2024

Copyright © 2024 Korean Society of Stress Medicine.

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

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  • 본 연구는 자립준비청년의 아동ㆍ청소년기 외상과 단절-거절 영역 도식, 우울의 관계를 탐색하고, 가정외보호 유형(아동양육시설, 그룹홈, 가정위탁)에 따라 아동ㆍ청소년기 외상이 단절-거절 영역 도식을 매개로 우울에 미치는 영향이 조절되는지 파악하고자 했다. 이를 위해 201명에게 설문을 시행하고, PROCESS Macro로 자료를 분석하였다. 분석 결과, 첫째, 불신-학대 도식과 결함-수치심 도식은 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 매개하였다. 둘째, 모든 가정외보호 유형에서 불신-학대 도식과 결함-수치심 도식은 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 각각 매개하였고, 가정외보호 유형에 따른 매개효과의 차이는 나타나지 않았다. 본 연구 결과는 외상을 경험한 자립준비청년의 우울감 치료에 활용될 수 있을 것이다.
  • Background
    This study explored the relationship between childhood trauma, disconnection-rejection schemas, and depression among youths in the transition to independent living. Additionally, this study examined whether the impact of childhood trauma on depression, mediated by disconnection-rejection schemas, was moderated by the type of out-of-home care (residential care centers, group homes, and foster homes).
  • Methods
    A survey questionnaire measuring childhood trauma, disconnection-rejection schemas, and depression was administered to 201 participants.
  • Results
    Mistrust-abuse and defectiveness-shame schemas mediated the relationship between childhood trauma and depression. In all types of out-of-home care, both the mistrust-abuse and defectiveness-shame schemas mediated the relationship between childhood trauma and depression. There were no significant differences in mediating effects based on the type of out-of-home care.
  • Conclusions
    The findings of this study can be applied to the treatment of depression during the transition to independent living in individuals who have experienced childhood trauma.
보호자가 아동을 양육하기에 적절하지 않거나 양육할 능력이 없는 경우의 아동을 보호대상아동이라 한다. 이들은 주로 대규모로 운영되는 아동양육시설과 소규모 가정 형태를 띤 그룹홈(공동생활가정)을 포함한 아동복지시설 또는 조부모, 친ㆍ인척, 일반가정에 의한 위탁 형태인 가정위탁과 같은 가정외보호(Out-of-home care)를 받게 된다[1]. 이처럼 가정외보호체계 내 보호를 받다가 만 18세가 되어 보호가 종결되는 이들을 자립준비청년이라 한다. 국회입법조사처의 보고서에 따르면, 2022년에 자립을 하게 된 자립준비청년은 총 1,740명이며, 이 중 899명은 가정위탁, 717명은 아동양육시설, 124명은 그룹홈에서 보호받았다[2]. 과거에는 이들을 보호종료아동으로 불렀으나 현재 자립준비청년으로 명칭이 변경되었고, 최근 법 개정으로 만 24세까지 보호 연장이 가능해졌다.
자립준비청년은 자립 후 경제적인 측면에 대한 압박감 및 안정적인 주거지 마련에 대한 어려움과 더불어 모든 것을 홀로 감당해야 하는 부담감과 외로움, 원가족 문제를 비롯하여 해결되지 못한 과거의 상처, 대인관계에서의 불편감 등을 경험한다[3-5]. 이러한 어려움은 삶에 대한 무기력감과 우울감[6]으로 이어져 자립준비청년의 정신건강을 위협한다. 2020년 보호종료아동 자립 실태조사에 참여한 자립준비청년의 50%가 자살 생각을 해보았다고 답변하였는데, 이는 19∼29세의 일반 청년보다 응답 비율이 3배 이상 높다[7]. 또한 자살 생각의 원인은 경제적인 문제, 가정생활 문제, 정신과적 문제 등의 순으로 나타났다. 이러한 결과는 자립준비청년이 현실에서 느끼는 어려움이 크며, 현재의 상황이 나아지기 어려울 것이라는 무망감과 좌절감을 경험하고 있다는 것을 반영한다. 이에 더하여 자아정체감 확립 및 친밀한 관계 형성에 대한 두려움과 불안감, 불확실한 미래에 대한 압박감과 같이 이들이 속한 초기 성인기 발달 특성에서 기인하는 어려움 자체도 우울감을 지속하거나 가중할 위험이 있다[8]. 이러한 점을 고려하였을 때, 가정외보호체계에서의 자립과 함께 이행되는 성인기로의 전환은 이러한 변화를 뒷받침할 수 있는 심리 사회적 자원과 경제적 기반이 부족한 상황에서 우울증의 위험을 악화시킬 것으로 추측된다[9]. 따라서 초기 성인기 자립준비청년이 경험하는 우울감과 이들의 우울감에 영향을 주는 요인에 대해 파악할 필요가 있다.
현재의 자립준비청년이자 과거 보호대상아동이었던 이들이 가정외보호를 받는 주요 원인은 학대나 유기, 부모의 이혼이나 사망 등을 포함한 아동ㆍ청소년기 외상이다. 특히 학대로 인해 발생하는 보호대상아동의 비율은 증가하고 있으며, 2022년을 기준으로 보호대상아동의 절반 가까이인 48%가 학대로 발생하였다[10]. 아동학대는 우울 및 불안, 대인관계 어려움 등을 비롯해 인생 전반에 걸쳐 내재적, 외현적 문제를 유발하는 심각한 외상이며[11,12], 특히 우울증의 강력한 예측 인자로 알려져 있다[13,14]. 국내 선행연구에 의하면 자립준비청년은 성장 과정에서 부정적인 생애 사건(adverse childhood experiences)과 스트레스에 노출되는 빈도가 높아 우울이나 불안 같은 부정적 감정에 취약하다[15]. 해외 선행연구에서는 위탁 보호 청소년이 경험한 학대가 만성화될수록 우울을 포함한 내재화 증상을 경험할 가능성이 높게 나타났다고 밝혔다[16]. 그러나 현재 자립준비청년의 아동ㆍ청소년기 외상에 대한 국내 연구는 많지 않으며, 이러한 외상 경험이 어떠한 과정을 거쳐 우울에 영향을 미치는지 밝힌 연구는 매우 부족하다. 따라서 본 연구에서는 18세 이전에 보호자나 가족 구성원으로부터 경험한 정서적 학대, 신체적 학대, 성적 학대, 정서적 방임, 신체적 방임을 아동ㆍ청소년기 외상이라 조작적으로 정의하고, 자립준비청년이 경험한 아동ㆍ청소년기 외상 경험이 우울에 영향을 주는 경로를 탐색하고자 했다.
아동ㆍ청소년기 외상 경험과 같이 생애 초기에 유해한 경험이 축적되거나 주요한 정서욕구가 충족되지 못하면 초기부적응도식이라 불리는 인지, 감정, 기억, 신체감각으로 구성된 패턴이 형성되어 영속화되며 역기능적인 문제를 일으킬 수 있다[17-19]. 초기부적응도식은 총 18개의 심리도식으로 구성되며, 충족되지 못한 주요 욕구를 기준으로 5개의 범주(단절-거절, 손상된 자율성-손상된 수행, 손상된 한계, 타인중심성, 과잉경계-억제)로 분류된다. 이중 단절-거절 영역의 도식은 안정감, 공감, 돌봄, 안전, 수용 등을 포함하여 타인과의 안정적인 애착에 대한 욕구가 충족되지 못하면 형성될 수 있다[19]. 단절-거절 영역 도식은 아동기 학대 경험을 비롯한 대인 외상과 밀접한 관련이 있는데[20,21], 이 도식을 지닌 개인은 냉담하고, 예측하기 어려우며, 거부적이고, 학대적인 가족 환경에서 자라왔을 경향성이 높다[19]. 단절-거절 영역 도식에는 다섯 가지 심리도식이 속하며, 주요한 타인과의 관계를 불안정하게 느끼는 유기-불안정(abandonment-instability) 도식, 타인이 자신을 이용할 것이라 믿는 불신-학대(mistrust-abuse) 도식, 자신이 다른 이들과 다르다고 느껴 소속감을 느끼지 못하는 사회적 고립-소외(social isolation-alienation) 도식, 자신의 결점으로 인해 타인으로부터 사랑받을 수 없다고 생각하는 결함-수치심(defectiveness-shame) 도식, 그리고 타인으로부터의 돌봄, 공감, 보호가 부재하다고 느끼는 정서적 결핍(emotional deprivation) 도식이 이에 포함된다[19].
초기부적응도식은 개인이 생활에서 마주하는 상황들이 아동ㆍ청소년기 외상 경험과 유사하다고 자각하며 활성화 되는데, 이렇게 촉발된 도식은 이후 정서적 불편감을 유발한다[19]. 선행연구에서 초기부적응도식은 특히 우울과 유의한 관계가 있다고 밝혀졌으며[22,23], 그 중에서도 단절-거절 영역 도식은 우울 증상의 심각도를 예측하는 주요 도식 중 하나였다[24,25]. 국내 연구에서도 단절-거절 영역 도식이 견고할수록 우울 수준이 높았으며, 단절-거절 영역 도식이 우울에 직접적으로 정적 영향을 미치거나 분노사고, 억제적 대처 양식 등의 매개변인을 거쳐 우울에 영향을 주는 것으로 나타났다[26-29].
이상의 결과를 종합적으로 고려해보았을 때, 자립준비청년의 아동ㆍ청소년기 외상 경험이 단절-거절 영역 도식에 영향을 미쳐 결과적으로 우울까지 이르는 순차적 경로를 예측해볼 수 있다. 선행연구에서는 아동기에 경험한 정서적 학대 경험이 단절-거절 영역 도식 중 결함-수치심 도식에 영향을 주고, 이는 다시 우울에 영향을 미치는 것으로 나타났다[30]. 또한 신체적 학대 경험과 우울의 관계를 단절-거절 영역 도식 중 정서적 결핍 도식이 매개하는 것으로 보고되었다[31]. 즉, 단절-거절 영역의 도식에 속하는 도식 내에서도 우울에 미치는 상대적인 영향력에는 차이가 있을 수 있다는 것을 추측할 수 있다.
이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 자립준비청년이 아동ㆍ청소년기에 경험한 외상이 단절-거절 영역의 도식을 거쳐 우울을 예측하는 과정을 탐색하고자 했다. 또한 가정외보호 유형에 따라 생활환경, 보호 만족도 등이 다르고[1], 보호아동이 호소하는 우울감에도 유의한 차이가 나타나는 점을 고려하여[32], 아동양육시설, 그룹홈, 가정위탁이라는 가정외보호 유형에 따라 아동ㆍ청소년기 외상이 단절-거절 영역 도식을 매개로 우울에 미치는 영향이 조절되는지 알아보고자 했다.
1. 연구 참여자 및 연구절차
본 연구는 만 18세에서 만 34세 이하의 자립준비청년을 대상으로 진행되었다. 자립준비청년 온라인 카페를 통해 연구 참여에 자발적으로 동의한 참여자를 모집하였다. 설문 응답 과정에서 보호종료 전 경험한 외상 사건이 상기될 수 있으며 심리적 불편감이 발생하면 언제든 설문을 중지할 수 있다는 내용을 미리 명시하여 연구 참여 동의를 받았다. 도움이 필요할 경우에는 연구담당자에게 연락할 수 있도록 안내했다. 연구 참여자 조건에 부합하지 않거나 불성실한 응답을 보인 인원을 제외하고, 최종적으로 총 201명의 자료를 분석하였다. 본 연구는 중앙대학교 생명윤리위원회의 심의를 받아 수행하였고, 승인번호는 1041078-20230531–HR-152이다.
2. 측정도구

1) 아동ㆍ청소년기 외상

아동ㆍ청소년기 외상을 측정하고자 Bernstein과 Fink [33]가 개발하고 Yu 등[34]이 번안하여 타당화한 한국판 아동기 외상 질문지(Korean Childhood Trauma Questionnaire, K-CTQ)를 사용하였다. K-CTQ는 신체적 학대, 신체적 방임, 정서적 학대, 정서적 방임, 성적 학대 경험을 측정하는 5점 리커트 척도로, 점수 총합이 클수록 외상 경험이 많은 것으로 본다. 본 연구에서는 18세 이전에 부모나 가정외 보호체계에서의 주양육자, 가족 구성원으로부터 외상 경험을 질문하였으며, 척도의 용어나 표현을 시대적 변화에 맞게 일부 변경하여 사용했다. 본 연구에서의 전체 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .948이었다.

2) 단절-거절 영역 도식

초기부적응도식 중에서도 단절-거절 영역 도식을 측정하고자 Lee [35]가 번안한 Young [36]의 도식 질문지 단축형(Young Schema Questionnaire-Short Form, YSQ-SF)을 활용하였다. 본 척도는 15개의 도식을 측정하는 총 75개의 문항으로 구성된 6점 리커트 척도로, 점수의 합이 높을수록 해당 도식의 특성을 많이 가지고 있는 것으로 간주한다. 본 연구에서는 An과 Seo [37]의 연구에서와 같이, 단절-거절 영역 도식 중에서도 개인의 삶에 가장 중대한 손상을 유발한다고 알려진 네 가지 도식인 유기-불안정, 정서적 결핍, 불신-학대, 결함-수치심 도식[19]을 단절-거절 영역 도식을 측정하는데 활용하였다. 본 연구에서 단절-거절 영역 도식에 해당하는 네 가지 도식의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 유기-불안정 .891, 불신-학대 .943, 결함-수치심 .959, 정서적 결핍 .956 으로 나타났다. 전체 문항의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .974였다.

3) 우울감

우울감을 측정하기 위해 Spitzer 등[38]이 개발하고, An 등[39]이 표준화한 건강질문지-9 (Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)을 활용하였다. 본 척도는 지난 2주 동안 발생한 우울 관련 증상을 묻는 총 9개 문항의 4점 리커트 척도이다. 점수의 총합이 클수록 우울감의 수준이 높은 것으로 간주한다. 본 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .927이었다.
3. 자료분석
본 연구에서는 SPSS 29.0 프로그램을 활용하여 기술통계 분석 및 상관분석을 실시하였고, Process Macro 4.2 버전을 활용하여 매개분석과 조절된 매개분석을 수행하였다. 구체적으로, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 단절-거절 영역 도식의 매개효과를 검증하고자 Process Macro Model 4를 사용하여 매개분석을 수행하였고, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 단절-거절 영역 도식의 매개효과가 가정외보호 유형에 따라 조절되는지 분석하고자 Process Macro Model 59를 사용하였다. 매개효과의 유의성은 95% 신뢰구간 설정 및 5,000회의 부트스트래핑(bootstrapping)을 수행하여 검증하였다. 분석 시에는, 더미변수화하여 조절변인으로 활용한 가정외보호 유형 변인을 제외한 모든 변인을 평균중심화(mean centering) 처리하였다.
1. 연구 참여자의 특성과 기술통계
연구 참여자인 자립준비청년 중 남자는 69명(34.3%), 여자는 132명(65.7%)이었고, 평균연령은 23.73 (±3.16)세였다. 이들은 평균 94.86 (±54.44)개월 동안 가정외보호를 받았고, 보호종료를 기점으로 평균 3.76 (±2.99)년이 지난 상태였다. 이외에도 전체 참여자(n=201) 및 아동양육시설(n=119), 그룹홈(n=34), 가정위탁(n=48) 각각의 가정외보호 유형별 참여자의 특성과 본 연구에서 활용한 주요 변인의 기술통계 결과를 Table 1에 제시하였다.
2. 상관분석
본 연구에서 활용한 변인의 상관분석에 대한 결과는 Table 2와 같다. 전체 모든 변인의 왜도는 2 이하, 첨도는 7 이하로 정규성에 대한 가정이 충족되었다. 다중공선성을 확인한 결과, 분산팽창지수는 모두 10 미만으로 다중공선성의 문제는 관찰되지 않았다.
주요 변인인 아동ㆍ청소년기 외상과 단절-거절 영역 도식의 네 가지 도식, 단절-거절 영역 도식의 네 가지 도식과 우울, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울 간에 모두 유의한 정적 상관이 있었다.
한편, 주요 변인과의 관계에서 유의한 상관이 나타난 보호종료연차, 보호기간, 학력, 주관적인 SES 수준은 공변인으로 선정하여 그 영향을 통제하였다. 구체적으로, 보호종료연차는 결함-수치심 도식(r=.174, p<.05), 정서적 결핍 도식(r=.192, p<.01)과 각각 유의한 상관이 나타났고, 보호기간은 우울(r=−.295, p<.01)과 상관이 있었다. 학력은 유기-불안정 도식(r=−.180, p<.05), 불신-학대 도식(r=−.171, p<.05), 결함-수치심 도식(r=−.150, p<.05), 정서적 결핍 도식(r=−.177, p<.05), 각각 모두 상관이 나타났고, 주관적인 SES (Socioeconomic status) 수준은 정서적 결핍 도식(r=−.155, p<.05)과 유의한 상관이 있었다.
3. 매개효과 분석
아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 단절-거절 영역 도식(유기-불안정 도식, 불신-학대 도식, 결함-수치심 도식, 정서적 결핍 도식)의 매개효과를 검증하고자, 다중매개분석을 수행하였다. 분석 결과는 Fig. 1에 통계모형으로 제시하였다.
종속변인이 단절-거절 영역 도식의 네 가지 도식일 때, 아동ㆍ청소년기 외상은 유기-불안정 도식(β=.126, t=6.773, p<.001), 불신-학대 도식(β=.160, t=7.949, p<.001), 결함-수치심 도식(β=.191, t=9.128, p<.001), 정서적 결핍 도식(β=.178, t=9.079, p<.001), 각각을 유의하게 예측하였다.
종속변인이 우울일 때, 불신-학대 도식(β=.267, t=2.900, p<.01)과 결함-수치심 도식(β=.396, p<.001)은 우울을 유의하게 예측하였는데, 유기-불안정 도식(β=−.015, t=−.203, p>.05)과 정서적 결핍 도식(β=−.027, t=−.237, p>.05)은 우울을 유의하게 예측하지 않았다.
아동ㆍ청소년기 외상과 우울 경로의 총효과는 .158 (t=8.236, p<.001)이었는데 매개변인이 투입되며 아동ㆍ청소년기 외상 경험과 우울 경로의 직접효과가 감소했다(β=.047, t=2.570, p<.05). 전체 매개효과의 크기(β=.112)는, 95% 신뢰구간(0.081∼0.144)에 0이 존재하지 않아 유의한 것으로 나타났다. 즉, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 불신-학대 도식과 결함-수치심 도식이 부분매개하는 것으로 보인다.
부트스트래핑을 활용하여 매개효과의 통계적 유의성을 검증한 결과, 불신-학대 도식(β=.043)은 95% 신뢰구간(0.013∼0.079)에 0이 포함되지 않았고, 결함-수치심 도식(β=.076)도 95% 신뢰구간(0.028∼0.127)에 0이 포함되지 않았다. 즉, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 불신-학대 도식과 결함-수치심 도식의 매개효과가 각각 유의하였다. 이에 비해 유기-불안정 도식의 β=−.002 (−.022∼.020), 정서적 결핍 도식의 β=−.005 (−.050∼.044)로 95% 신뢰구간에 0이 포함되어 매개효과가 없는 것으로 나타났다. 매개효과 크기의 차이를 분석한 결과, 95% 신뢰구간(−.029∼.095)에 0이 포함되어, 결함-수치심 도식과 불신-학대 도식 간 매개효과 차이(β=.033)는 유의하지 않았다.
4. 가정외보호 유형(아동양육시설, 그룹홈, 가정위탁)에 의해 조절된 매개효과 분석

1) 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 가정외보호 유형에 의해 조절된 불신-학대 도식의 매개효과

앞서 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 매개효과가 유의하였던 불신-학대 도식의 매개효과가 가정외보호 유형에 의해 조절되는지 분석하였고, 분석 결과는 Table 3에 제시하였다.
불신-학대 도식이 종속변인일 때, 아동ㆍ청소년기 외상은 불신-학대 도식을 유의하게 예측하였다(β=.161, p<.001). 아동양육시설과 비교했을 때 그룹홈 여부(β=−.936, p>.05)와 가정위탁 여부(β=.892 p>.05)는 불신-학대 도식에 각각 유의한 영향을 미치지 않았다. 아동ㆍ청소년기 외상과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=−.007, p>.05), 아동ㆍ청소년기 외상과 가정위탁 여부의 상호작용항(β=.019, p>.05)도 각각 유의하지 않았다. 즉, 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈과 가정위탁에서 아동ㆍ청소년기 외상이 불신-학대 도식에 미치는 영향의 크기는 조절되지 않았다.
우울이 종속변인일 때, 아동ㆍ청소년기 외상(β=.064, p<.01)과 불신-학대 도식(β=.529, p<.001)은 우울을 각각 유의하게 예측하였다. 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈 여부(β=−.580, p>.05)와 가정위탁 여부(β=.608, p>.05)는 각각 우울에 유의한 영향을 주지 않았다. 아동ㆍ청소년기 외상과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=.091, p>.05), 아동ㆍ청소년기 외상과 가정위탁 유형 여부의 상호작용항(β=−.026, p>.05)은 각각 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈과 가정위탁의 경우, 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 미치는 영향의 크기가 조절되지 않는 것을 의미한다.
불신-학대 도식과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=.201, p>.05), 불신-학대 도식과 가정위탁 여부의 상호작용항(β=−.103, p>.05)은 각각 유의하지 않았다. 즉, 아동양육시설인 경우와 비교하였을 때, 그룹홈과 가정위탁에서 아동ㆍ청소년기 외상이 불신-학대 도식에 미치는 영향력의 크기는 조절되지 않았다.
Table 3에 기술한 가정외보호 유형에 따른 직접효과와 간접효과를 살펴보면, 아동양육시설, 그룹홈, 가정위탁 모두에서 불신-학대 도식은 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 매개하는 것으로 나타났고, 아동양육시설과 그룹홈에서는 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 직접 미치는 영향 또한 유의하였다. 그러나 가정위탁의 경우, 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 직접 미치는 영향은 유의하지 않았다.
조절된 매개효과 크기를 살펴본 결과, 아동양육시설과 그룹홈의 매개효과 차이값의 신뢰구간에 0이 포함되었고(index=.027, Boot SE=.050, LLCI=−.067, ULCI=.127), 아동양육시설과 가정위탁의 매개효과 차이값의 신뢰구간에 0이 포함되어(index=−.008, Boot SE=.040, LLCI=−.079, ULCI=.076), 가정외보호 유형 간 매개효과 차이는 각각 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 비교하였을 때, 그룹홈 혹은 가정위탁에서 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 미치는 영향의 크기에 유의한 차이가 없다는 것을 의미한다.

2) 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 가정외보호 유형에 의해 조절된 결함-수치심 도식의 매개효과

앞서 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 매개효과가 유의하다고 검증된 결함-수치심 도식의 매개효과가 가정외보호 유형에 따라 달라지는지 분석하였고, Table 4에 분석 결과를 제시하였다.
결함-수치심 도식이 종속변인일 때, 아동ㆍ청소년기 외상은 결함-수치심 도식을 유의하게 예측하였다(β=.200, p<.001). 아동양육시설과 비교하였을 때, 그룹홈 여부는 결함-수치심 도식에 유의한 영향을 주지 않았고(β=−1.866, p>.05), 가정위탁 여부도 결함-수치심 도식에 유의한 영향을 주지 않았다(β=1.060, p>.05). 아동ㆍ청소년기 외상과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=−.007, p>.05), 아동ㆍ청소년기 외상과 가정위탁 여부의 상호작용항(β=−.025, p>.05)은 각각 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈과 가정위탁의 경우, 아동ㆍ청소년기 외상이 결함-수치심 도식에 미치는 영향의 크기가 조절되지 않는 것을 의미한다.
우울이 종속변인일 때, 아동ㆍ청소년기 외상은 우울에 유의한 영향을 주었고(β=.051, p<.05), 결함-수치심 도식도 우울에 유의한 영향을 주었다(β=.490, p<.001). 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈 여부(β=.097, p>.05)와 가정위탁 여부는 우울에 각각 유의한 영향을 주지 않았다(β=.359, p>.05). 아동ㆍ청소년기 외상과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=.073, p>.05), 아동ㆍ청소년기 외상과 가정위탁 여부의 상호작용항(β=−.044, p>.05)도 각각 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 비교하였을 때 그룹홈과 가정위탁의 경우, 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 미치는 영향의 크기가 조절되지 않는 것을 의미한다.
결함-수치심 도식과 그룹홈 여부의 상호작용항(β=.244, p>.05), 결함-수치심 도식과 가정위탁 여부의 상호작용항(β=.096, p>.05)도 각각 유의하지 않았다. 즉, 아동양육시설인 경우와 비교하였을 때, 그룹홈과 가정위탁에서 아동ㆍ청소년기 외상이 결함-수치심 도식에 미치는 영향력의 크기는 조절되지 않는 것으로 확인되었다.
Table 4에 제시한 가정외보호 유형에 따른 직접효과와 간접효과를 살펴보면, 모든 가정외보호 유형(아동양육시설, 그룹홈, 가정위탁)에서 결함-수치심 도식은 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 매개하는 것으로 나타났고, 아동양육시설과 그룹홈에서는 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 직접 미치는 영향 또한 유의하였다. 그러나 가정위탁의 경우, 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 직접 미치는 영향은 유의하지 않았다.
조절된 매개효과 크기를 살펴본 결과, 아동양육시설과 그룹홈의 매개효과 차이값의 신뢰구간에 0이 포함되었고(index=.044, Boot SE=.063, LLCI=−.060, ULCI=.194), 아동양육시설과 가정위탁의 매개효과 차이값의 신뢰구간에 0이 포함되어(index=.005, Boot SE=.041, LLCI=−.071, ULCI=.091), 가정외보호 유형 간 매개효과 차이는 각각 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 비교하였을 때, 그룹홈 여부나 가정위탁 여부에 따라 아동ㆍ청소년기 외상이 우울에 미치는 영향의 크기가 달라지지 않는다는 것을 의미한다.
본 연구는 초기 성인기 자립준비청년을 대상으로 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 단절-거절 영역 도식의 매개효과를 확인하고, 아동ㆍ청소년기 외상이 단절-거절 영역 도식을 매개로 우울에 미치는 영향이 가정외보호 유형에 따라 조절되는지 파악하고자 했다. 분석 결과와 임상적 고찰은 다음과 같다.
첫째, 자립준비청년의 아동ㆍ청소년기 외상 경험은 우울과 유의한 관련이 있었다. 이는 자립준비청년이 아동ㆍ청소년기에 경험한 외상의 수준이 우울의 증가를 예측할 가능성이 높다는 것을 의미하며, 아동ㆍ청소년기의 학대 경험이 우울을 예측한다고 나타난 선행연구와 일치한다[13,31]. 또한 아동ㆍ청소년기 외상 경험은 단절-거절 영역에 속하는 유기-불안정 도식, 불신-학대 도식, 결함-수치심 도식, 정서적 결핍 도식 각각에 유의한 영향을 미쳤다. 이는 아동기의 외상적 경험이 단절-거절 영역 도식과 밀접한 관련이 있다는 Young 등[19]의 주장과 부합하며, 아동기 외상 경험이 단절-거절 영역 도식을 예측한다고 밝혀진 선행연구의 결과와도 일치한다[40,41].
둘째, 본 연구에서 아동ㆍ청소년기 외상 경험과 우울의 관계를 결함-수치심 도식과 불신-학대 도식이 매개하였다. 이는 아동기의 신체 및 정서적 학대 경험이 초기부적응도식을 매개하여 성인기 우울을 유의하게 예측하였던 선행연구[27] 및 아동기 정서적 학대와 우울의 관계에서 단절-거절 영역 도식의 매개 역할을 밝힌 연구[30]와 마찬가지로 도식의 매개 역할을 지지한다. 또한 성적 학대, 정서적 학대, 정서적 방임이 단절-거절 도식의 하위 도식인 불신-학대 도식과 결함-수치심 도식, 사회적 고립-소외 도식을 거쳐 우울을 예측하였던 선행연구 결과와도 부분적으로 부합한다[22]. 이러한 결과는 우선 도식의 원인이 되는 외상의 성격에서 근거할 수 있다. 본 연구의 참여자가 보고한 아동ㆍ청소년기 외상의 발생 빈도나 지속성, 발생 장소를 고려하면 이들이 경험한 외상의 상당수가 대인관계 내에서 지속적이고 반복적으로 발생하는 대인외상이자 복합외상의 성격을 띠는 것을 확인할 수 있는데[42], 복합외상의 경험은 자신과 타인에 대한 인식을 부정적으로 변화시킨다고 알려진다[43]. 예를 들어, 학대와 같은 대인외상을 경험할 경우, 외상의 책임을 스스로에게 귀인하며 자신을 비난하거나 무가치하게 여길 수 있고[44], 주로 가까운 관계에서 발생하는 학대의 특성으로 인해 타인을 신뢰하는데 어려움을 보일 수 있다[45]. 즉, 복합적 대인외상의 결과 자신에 대한 부정적 표상인 결함-수치심 도식과, 타인에 대한 부정적 표상인 불신-학대 도식이 강하게 자리잡을 수 있다. 자신 및 타인에 대한 부정적 표상은 특히 우울과도 밀접한 관련이 있는데[46], 이는 아동ㆍ청소년기 외상 경험이 결함-수치심 도식 및 불신-학대 도식과 우울에 영향을 준다고 나타난 본 연구 결과의 맥락과도 유사하다.
아동ㆍ청소년기 외상이 결함-수치심 도식을 거쳐 우울로 이른 결과는 아동기에 경험한 정서적 외상이 수치심을 내면화하게 하여 성인기 우울을 초래한다는 선행연구의 결과[47]와도 일치하며, 대인외상 피해자의 수치심 수준이 우울과 같은 부정적 감정을 유의하게 예측한다는 연구의 맥락과 부합한다[48]. 즉, 아동ㆍ청소년기 외상 경험이 많은 자립준비청년은 자신의 존재 자체를 수치스럽다고 내면화할 가능성이 높고, 이렇게 내면화된 수치심은 우울을 유발할 가능성을 증가시킨다.
자립준비청년이 아동ㆍ청소년기에 경험한 외상의 영향을 받은 결함-수치심 도식과 불신-학대 도식은 사회적 편견이나 차별로 더욱 견고해지며, 이는 우울의 증가를 유발할 수 있다. 자립준비청년을 대상으로 한 질적 연구에 따르면, 이들은 자신의 출신에 대한 사회적 편견과 차별로 인한 상처로 자기공개에 어려움을 겪는다고 보고하였다[6,49]. 그러한 와중에 아동ㆍ청소년기에 더 많은 외상을 겪은 자립준비청년은 자신을 드러낼 때 상대방에게 거부당하거나 존중받지 못하고 혹은 비난받을 수도 있다는 불안감, 나아가 자신의 출신을 약점으로 이용할 수 있다는 두려움을 더 크게 경험할 것으로 추측할 수 있다. 특히, 자신에 대한 부적절감과 연관된 결함-수치심 도식, 그리고 타인에 대한 불신감과 관련된 불신-학대 도식은 어디에서나 자신을 완전히 드러내거나 온전히 수용 받지 못할 것이라는 좌절감과 우울감으로 이어질 수 있다.
따라서 상담 과정에서는 내담자의 자신 및 타인에 대한 표상과 더불어 자립준비청년으로서 자기 인식과 그 근거를 면밀하게 탐색하는 것이 중요하다. 이 과정을 통해 상담자는 내담자가 자신이 결함이 있다고 느끼는 것(결함-수치심 도식)과 타인을 신뢰할 수 없다고 느끼는 것(불신-학대 도식)이 아동ㆍ청소년기 외상, 사회적 차별이나 낙인의 경험, 또는 본인 스스로가 부여한 편견에서 비롯되거나 가중되었음을 알아차리도록 도와야겠다.
셋째, 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계에서 가정외보호 유형에 의해 조절된 결함-수치심 도식과 불신-학대 도식 각각의 매개효과를 살펴보면, 아동양육시설과 그룹홈에서는 아동ㆍ청소년기 외상 경험이 우울을 직접 예측하는 반면, 가정위탁의 경우 이러한 직접 효과가 유의하지 않았다. 이는 아동양육시설과 그룹홈과는 달리, 가정위탁에서는 아동ㆍ청소년기 외상이 결함-수치심 도식이나 불신-학대 도식을 거쳐서만 우울에 영향을 준다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 가정위탁에서 매개변인의 역할이 상대적으로 더 중요하다는 것을 시사한다. 실제 가정위탁의 경우, 위탁 유형에 따라 양육 환경 및 생활 여건의 차이가 크며[50]. 가정위탁 보호를 받은 이들은 보호종료 후에도 아동양육시설이나 그룹홈에 비해 자립지원 정보에 접근하기 어렵고[7], 위탁부모에 대한 돌봄 부담도 큰 편이다[51]. 따라서 상담 과정에서는 가정위탁 보호를 받은 자립준비청년의 우울감 이면에는 조금 더 다양한 매개변인이 존재할 가능성을 고려하여 세심하게 접근해야 한다.
넷째, 아동양육시설, 그룹홈, 그리고 가정위탁 모두에서 결함-수치심 도식과 불신-학대 도식은 아동ㆍ청소년기 외상과 우울의 관계를 각각 매개하였고, 가정외보호 유형에 의해 조절된 매개효과의 차이는 관찰되지 않았다. 이는 외상 경험과 도식의 형성은 가정외보호 유형에 따라 서로 다를 수 있으나, 외상으로 인한 도식의 형성과 그것이 우울로 이어지는 기본적인 과정은 본 연구의 모든 가정외보호 유형에서 유사하다는 것을 의미한다. 따라서 상담 과정에서는 가정외보호 유형에 따른 생활환경과 특성의 차이를 인지하여 자립준비청년의 경험을 이해하되, 가정외보호 유형을 막론하고 아동ㆍ청소년기 외상을 경험한 이들의 우울감 이면에 이들이 경험한 외상과 그 결과 정교화된 단절-거절 영역 도식의 영향을 고려해야겠다. 이를 위해 상담 초기에는 자립준비청년의 우울 수준과 심리도식을 정확히 파악하고, 내담자인 자립준비청년이 자신의 심리적 어려움이 어린 시절 외상 경험 및 삶의 경험으로 견고화된 부정적 양식의 결과임을 이해하도록 개입하는 것이 효과적일 것이다.
본 연구에서 공변인의 영향을 추가적으로 살펴보면, 보호기간의 증가는 우울을 부적으로 예측하였다. 이러한 결과는 아동양육시설과 그룹홈, 가정위탁에서의 보호기간 증가가 우울을 방지하는 데 도움이 될 수 있다는 것을 의미한다. 이는 보호기간이 늘어날수록 자립준비청년의 우울감과 불안감이 낮게 보고된 선행연구와 일치하며[52], 보호아동의 보호기간이 경과하며 가정외보호환경의 적응도와 만족도가 높아졌던 연구 결과의 맥락과도 유사하다[1]. 가정외보호체계 내에서의 보호기간은 보호 시작 시점, 원가정 생활 기간, 그리고 시설 종사자와의 애착 관계 등과도 관련된 것으로 추정된다. 따라서 후속 연구에서는 보호기간의 증가와 관련된 어떠한 요인이 심리적 어려움을 완화하는 보호 요인으로 작용하는지 구체적으로 파악해볼 필요가 있다.
본 연구의 한계와 후속 연구에 대한 제언은 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 단순 무작위 표집방법(ramdom sampling)을 활용하여 참여자를 모집하였는데, 가정외보호 유형별 참여자 수가 균등하지 않았다. 이로 인해 본 연구의 결과를 각 보호유형에서 생활한 자립준비청년 모집단의 심리적 특성으로 일반화하는 데 제한이 있다. 실제로 보호종료 후의 특성상, 자립준비청년을 표집하는 과정은 쉽지 않다[7]. 이에 2020년 자립실태조사에서는 보호종료연차에 따른 무작위추출과 더불어 기관담당자를 통한 스노우볼 표집(snowball sampling)을 함께 활용하여 참여자를 모집하기도 했다[7]. 이러한 측면을 고려하여 후속 연구에서는 자립준비청년 모집단의 특성을 반영하여 연구의 일반화 가능성을 높이고, 동시에 보호기관 유형별로 충분한 표본 수를 확보하여 결과의 균등한 비교를 가능하게 하는 대안적인 표집 방식을 검토해야겠다.
둘째, 본 연구에서 성별에 따른 우울감의 차이는 유의하지 않았다(χ2 =14.395, p>.05). 그러나 여성의 불안ㆍ우울과 자살생각 수준이 남성보다 유의하게 높게 나타난 자립준비청년 실태조사 결과[7]와, 일반 성인 남성보다 성인 여성의 우울 증상 유병률과 경험률이 더 높게 나타난 연구 결과[53]를 고려하였을 때, 성별에 따른 자립준비청년의 심리상태를 비교하고 그 원인을 파악하는 후속 연구가 필요하겠다.
셋째, 본 연구는 선행연구를 기반으로 각 변인 간 선후 관계를 탐색하였고, 회귀분석을 활용하여 변인 간 관계를 횡단적으로 파악하였다. 또한, 현재 시점에서 자립준비청년의 과거 아동ㆍ청소년기 외상 경험에 대해 회상하는 형태의 설문을 진행하였다. 이에 변인 간 인과관계를 명확하게 추론하는 데 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 보호 전 시점부터 보호아동의 심리상태를 지속적으로 살피는 종단연구를 통해, 변인 간 인과관계를 입증하고 이들의 아동ㆍ청소년기 외상 경험에 대한 조기 개입의 틀을 마련할 필요가 있다.
넷째, 본 연구는 아동ㆍ청소년기 외상, 단절-거절 영역 도식, 우울의 변인 간 관계에 주목하였다. 후속 연구에서는 변인 간 관계에 영향을 미치는 매개요인이나 조절요인을 추가적으로 탐색하여, 치료적 개입으로 활용하는 방안을 모색해야 한다.
본 연구가 자립준비청년이 호소하는 우울감을 깊이 이해하고, 아동ㆍ청소년기 외상을 경험한 자립준비청년의 치료적 근거와 틀을 마련하는 데 기여하길 소망한다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.
Mediation effect of disconnection-rejection schemas in the relationship between childhood trauma and depression.
kjsr-2024-32-1-9f1.jpg
Table 1.
Demographic and psychological characteristics in participants with total, RCCs, GHs, and FHs
Categories Total group (N=201) RCCs group (N=119) GHs group (N=34) FHs group (N=48)

Mean±SD or N (%)
Age 23.73±3.16 23.51±2.63 23.35±3.35 24.54±4.05
Gender Male 69 (34.3) 38 (31.9) 9 (26.5) 22 (45.8)
Female 132 (65.7) 81 (68.1) 25 (73.5) 26 (54.2)
Education ≤High school 126 (62.7) 74 (62.2) 26 (76.5) 26 (54.2)
Enrolled in 2∼3 year college 24 (11.9) 15 (12.6) 5 (14.7) 4 (8.3)
Graduated from 2∼3 year college 13 (6.5) 4 (3.4) 1 (2.9) 8 (16.7)
Enrolled in 4-year university 13 (6.5) 9 (7.5) 1 (2.9) 3 (6.3)
≥Graduated from 4-year university 25 (12.4) 17 (14.3) 1 (2.9) 7 (14.6)
Subjective SES Lower class 75 (37.3) 51 (42.9) 12 (35.3) 12 (25.0)
Lower-middle class 81 (40.3) 42 (35.3) 19 (55.9) 20 (41.7)
Middle class 36 (17.9) 17 (14.3) 3 (8.8) 16 (33.3)
Upper-middle class 7 (3.5) 7 (5.9) - -
Upper class 2 (1.0) 2 (1.7) - -
Period of OOHC (month) 94.86±54.44 104.28±52.00 72.59±31.69 87.27±66.88
Period after OOHC (year) 3.76±2.99 3.62±2.69 3.79±3.50 4.08±3.34
Key setting for CT Origin-family 101 (50.2) 63 (52.9) 18 (52.9) 20 (41.7)
RCCs 56 (27.9) 51 (42.9) 2 (5.9) 3 (6.2)
GHs 13 (6.5) 2 (1.7) 11 (32.4) -
FHs 25 (12.4) 1 (0.8) 1 (2.9) 23 (47.9)
Etcetera 6 (3.0) 2 (1.7) 2 (5.9) 2 (4.2)
Number of CT Single-blow 26 (12.9) 16 (13.4) 4 (11.8) 6 (12.5)
Repeated 74 (87.1) 103 (86.6) 30 (88.2) 42 (87.5)
Duration of CT (time) t<1 month 39 (19.4) 15 (12.6) 8 (23.5) 16 (33.3)
1 month≤t<6 months 38 (18.9) 17 (14.3) 9 (26.5) 12 (25.0)
6 months≤t< 1 year 32 (15.9) 21 (17.6) 6 (17.6) 5 (10.4)
1 year≤t 92 (45.8) 66 (55.5) 11 (32.4) 15 (31.3)
Childhood trauma 68.15±21.21 73.03±21.88 64.88±20.60 58.40±15.78
Abandonment-instability 19.29±6.19 19.65±6.53 20.35±5.95 17.65±5.19
Mistrust-abuse 18.49±6.95 19.09±7.12 17.65±7.00 17.60±6.45
Defectiveness-shame 18.41±7.59 19.20±7.97 16.59±7.78 17.73±6.21
Emotional deprivation 19.14±7.18 19.81±7.35 18.44±8.18 18.00±5.81
Depression 11.66±6.87 11.91±6.72 10.41±8.49 11.92±5.96

RCCs: residential care centers, GHs: group homes, FHs: foster homes, SES: socioeconomic status, OOHC: out-of-home care, CT: childhood trauma, t: time.

Table 2.
Correlations of psychological measures in participants with total, RCCs, GHs, and FHs
Measures 1 2 3 4 5 6
Total group (N=201)
 1. Childhood trauma -
 2. Abandonment-instability .435a) -
 3. Mistrust-abuse .481a) .700a) -
 4. Defectiveness-shame .522a) .688a) .827a) -
 5. Emotional deprivation .514a) .676a) .844a) .904a) -
 6. Depression .475a) .518a) .662a) .682a) .640a) -
RCCs group (N=119)
 1. Childhood trauma -
 2. Abandonment-instability .474a) -
 3. Mistrust-abuse .447a) .745a) -
 4. Defectiveness-shame .518a) .755a) .822a) -
 5. Emotional deprivation .473a) .755a) .845a) .906a) -
 6. Depression .513a) .616a) .682a) .655a) .606a) -
GHs group (N=34)
 1. Childhood trauma -
 2. Abandonment-instability .252 -
 3. Mistrust-abuse .458a) .578a) -
 4. Defectiveness-shame .523a) .490a) .866a) -
 5. Emotional deprivation .570a) .437a) .894a) .963a) -
 6. Depression .607a) .290 .764a) .812a) .876a) -
FHs group (N=48)
 1. Childhood trauma -
 2. Abandonment-instability .399a) -
 3. Mistrust-abuse .498a) .680a) -
 4. Defectiveness-shame .520a) .690a) .810a) -
 5. Emotional deprivation .581a) .659a) .790a) .835a) -
 6. Depression .289a) .538a) .515a) .642a) .456a) -

a) p<.01.

RCCs: residential care centers, GHs: group homes, FHs: foster homes.

Table 3.
Mediation effect of mistrust-abuse schema moderated by type of out-of-home care in the relationship between childhood trauma and depression (n=201)
β SE t LLCI ULCI F
DV: mistrust-abuse
 Constant 2.213 1.488 1.487 −.722 5.148
 CT .161 .026 6.289b) .110 .211
 GHs (ref.=RCCs) −.936 1.214 −.771 -3.330 1.458 8.676b)
 FHs (ref.=RCCs) .892 1.178 .757 -1.432 3.216
 CT×GHs (ref.=RCCs) −.007 .057 −.123 −.120 .106
 CT×FHs (ref.=RCCs) .019 .062 .302 −.104 .142
DV: depression
 Constant 12.962 1.142 11.346b) 10.708 15.215
 CT .064 .022 2.885a) .020 .108
 MA .529 .069 7.651b) .393 .665
 GHs (ref.=RCCs) −.580 .925 −.627 -2.404 1.244
 FHs (ref.=RCCs) .608 .903 .673 -1.174 2.389 22.312b)
 CT×GHs (ref.=RCCs) .091 .049 1.864 −.005 .187
 CT×FHs (ref.=RCCs) −.026 .055 −.467 −.133 .082
 MA×GHs (ref.=RCCs) .201 .145 1.383 −.086 .487
 MA×FHs (ref.=RCCs) −.103 .137 −.750 −.373 .168
Conditional direct effect and indirect effect
Conditional direct effect
Conditional indirect effect
Effect
SE
t
LLCI
ULCI
Effect
Boot SE
Boot LLCI
Boot ULCI
CT → DE CT → MA → DE
RCCs group .064 .022 2.885a) .020 .108 .085 .016 .054 .116
GHs group .155 .043 3.570b) .069 .241 .112 .046 .020 .205
FHs group .039 .050 .780 −.059 .136 .076 .037 .013 .159

a) p<.01,

b) p<.001.

SE: standard error, LLCI: lower lever for confidence interval, ULCI: upper level for confidence interval, CT: childhood trauma, GHs: group homes, RCCs: residential care centers, FHs: foster homes, MA: mistrust-abuse, DE: depression.

Table 4.
Mediation effect of defectiveness-shame schema moderated by type of out-of-home care in the relationship between childhood trauma and depression (n=201)
β SE t LLCI ULCI F
DV: defectiveness-shame
 Constant 2.428 1.540 1.576 −.610 5.467
 CT .20 .026 7.548c) .147 .252
 GHs (ref.=RCCs) -1.866 1.256 -1.485 -4.344 .612 12.036c)
 FHs (ref.=RCCs) 1.060 1.220 .869 -1.436 3.466
 CT×GHs (ref.=RCCs) −.007 .059 −.114 −.123 .110
 CT×FHs (ref.=RCCs) −.025 .065 −.386 −.152 .103
DV: depression
 Constant 12.901 1.112 11.600c) 10.707 15.094
 CT .051 .023 2.260a) .006 .096
 DS .490 .063 7.784c) .366 .614
 GHs (ref.=RCCs) .097 .913 .106 −.704 1.898
 FHs (ref.=RCCs) .359 .884 .406 -1.386 2.103 19.675c)
 CT×GHs (ref.=RCCs) .073 .050 1.474 −.025 .171
 CT×FHs (ref.=RCCs) −.044 .054 −.817 −.151 .063
 DS×GHs (ref.=RCCs) .244 .132 1.848 −.016 .505
 DS×FHs (ref.=RCCs) .096 .138 .693 −.177 .368
Conditional direct effect and indirect effect
Conditional direct effect
Conditional indirect effect
Effect
SE
t
LLCI
ULCI
Effect
Boot SE
Boot LLCI
Boot ULCI
CT → DE CT → DS → DE
RCCs group .051 .023 2.260a) .006 .096 .098 .017 .066 .133
GHs group .124 .044 2.804b) .037 .212 .141 .060 .044 .283
FHs group .007 .049 .136 −.090 .103 .102 .037 .035 .185

a) p<.05,

b) p<.01,

c) p<.001.

SE: standard error, LLCI: lower lever for confidence interval, ULCI: upper level forconfidence interval, CT: childhood trauma, GHs: group homes, RCCs: residential care centers, FHs: foster homes, DS: defectiveness-shame, DE: depression.

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        Relationship between Childhood Trauma and Depression in Youths in the Transition to Independent Living: The Mediating Effect of Disconnection-Rejection Schemas Moderated by Out-of-Home Care Types
        STRESS. 2024;32(1):9-18.   Published online March 28, 2024
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