자살이란 스스로 손상을 입혀 죽음을 초래하는 행동을 말한다. 세계보건기구는 자살문제를 해결하기 위해 국가 차원의 자살예방 전략을 수립해야 한다고 밝히며 자살을 전 세계적인 사회적 문제로 인정했다(World Health Organization, 2014). 우리나라도 2004년부터‘제 1차 자살예방 5개년 종합 대책’을 실행하면서 자살문제에 지속적으로 대응하고 있지만, 최근 5년간 대한민국의 20대 자살사망률을 살펴보면 2019년 19.2%에서 2023년 22.2%로 지속해서 증가하고 있고, 전체인구의 자살 사망률은 2021년 기준 10만 명당 24명 수준으로 OECD평균인 10.6명보다 2배 이상 높은 것으로 보고되었다(자살예방 5개년 종합대책, 자살통계연보, 2025).
자살생각은 동기, 의지, 계획을 가지고 스스로 생을 마감하는 생각이나 사고를 말한다(O'Caroll et al., 1996). 자살생각은 자살계획, 자살행동의 연속 과정에서 시발점에 속하며(최우경, 김진숙, 2012), 52개의 자살관련 논문을 메타 분석한 연구에서 자살생각이 자살시도를 가장 강력하게 예측하는 것으로 나타났다(Victor & Klonsky, 2014). 자살에 성공할 경우 직접적인 연구를 진행할 수 없다는 점에서 시발점에 속하는 자살생각의 연구 필요성이 중요하게 대두된다. 이러한 자살생각은 성별, 월 소득, 경제적 수준, 스트레스, 우울감, 자아존중감 등 다양한 심리, 사회적 변인들과 관련될 수 있고(Chin et al., 2011; Han & Lee, 2013; Kposowa et al., 2019), 삶의 발달과정 특성에 따라 자살생각에 영향을 줄 수 있는 요인이 달라질 수 있다.
Levinson(1986)의 이론과 Super(1990)의 진로 발달단계에 따르면 20대는 탐색기와 확립기에 속하며 이 시기 공통적인 주요 발달과업은 독립과 직업적 탐색 및 확립이다. 각 개인은 직업 선택에 따라서 생활양식이나 가치관 등이 변화될 수 있으므로 취업 준비과정에 더욱 몰두하고 그 과정에서 스트레스가 발생할 수 있다(강유리, 2006). 학점관리, 인턴, 봉사 등 취업준비활동은 그 자체로 스트레스를 증가시키며, 취업 스트레스를 겪는 구직자들은 경제활동의 부재로 금전적 어려움에 처하기 쉽고, 삶의 만족도가 감소하기 쉽다(김민정, 조긍호, 2009; 천만봉, 이종구, 2013; 최희철, 2020). 취업의 불확실성이나 두려움, 취업 실패가 유지될 경우 부정적 생활습관, 대인관계 단절, 가족관계 약화 등의 문제가 나타날 수 있고, 불안이나 우울 등 부정적 정서를 경험할 수 있다(정의석, 노안영, 2001; 황명주, 장용언 2019). 다수의 연구에서 청년의 취업스트레스는 자살생각을 예측하는 주요 요인으로 확인되었으며(김종운, 지연옥, 2017; 한동헌, 조영아, 2015). 청년들의 정신건강에 부정적인 영향을 미치는 핵심 요소로 간주되고 있다(임아영 외, 2018).
최근 자살시도의 메커니즘을 설명한 통합적 동기-의지 모델(Integrated Motivational-Volitional Model: IMV)은 자살생각의 형성부터 자살시도의 과정을 동기와 의지 단계로 구분하여 설명한다(O’Connor & Kirtley, 2018). 이 모델은 개인의 취약성과 환경 그리고 스트레스 사건들이 결합하여 패배감이 유발되고, 이러한 패배감이 속박감(Entrapment)으로 전환되면서 자살생각의 동기가 형성된다. 실제로 다수의 선행연구에서 속박감은 자살생각을 유의하게 예측하는 요인으로 확인되었다(O’Connor & Portzky, 2018; 박시온, 배성만, 2023).
20대는 취업 과정 중 취업의 불확실성, 두려움, 취업실패, 불안, 우울 등의 내적 요인과 개인이 통제하기 어려운 사회의 경기변동, 산업구조의 변화 등 외적인 요인으로 취업이라는 현재 상황에서 벗어나지 못할 것 같은 느낌을 느끼기도 한다(이은정, 2019). 현재 어려운 상황이나 감정으로부터 벗어나고자 하는 욕구는 있지만, 벗어날 수 없다고 느끼는 주관적인 지각을 속박감이라고 한다(Gilbert, Allan, 1998). 속박감은 스트레스 상황으로부터 유발될 수 있으며 구직자들을 대상으로 실시한 연구에서 스트레스 지수가 높아질수록 속박감 수준이 높아짐을 확인하였다(이은정 외, 2019).
O’Connor 등(2013)은 자살 시도 경험이 있는 입원 환자 70명을 대상으로 자살 시도 빈도, 우울, 절망감, 속박감, 패배감이 자살에 미치는 영향을 4년 종단연구한 결과 속박감과 과거 자살 시도 빈도가 자살을 유의하게 예측하였다. 반면, Taylor는 IMV모델을 기반으로 우울을 통제한 상태에서 12개월 종단연구를 진행하였으나, 속박감은 자살생각을 독립적으로 예측하지 못하였다(Taylor et al., 2011). 이러한 연구결과 혼재는 제3의 조절변인이 개입할 가능성을 시사한다. 이러한 조절변인으로 O’Connor가 주장한 IMV모형에서 동기적 조절변인 중 하나인 목표조절이 제안될 수 있다. 목표조절은 목표추구가 어려운 상황에서 반응하는 능력으로 목표를 현실에 맞게 조정하거나 철수하는 능력을 뜻한다(O’Connor & Kirtley, 2018).
목표는 삶에서 핵심 원동력이자 자기조절의 중요한 변수이다. 목표는 개인의 삶을 정의하는 체계를 제공하며, 자살의 보호 요인 중 하나인 삶의 이유와도 연관된다(Wrosch & Scheier, 2003). 목표를 성공적으로 달성할 경우 주관적 웰빙과 신체 건강이 증가하기도 하지만, 개인 기술의 부족이나 자원 또는 기회의 고갈로 인해 목표를 성공적으로 달성하지 못하는 경우 심리적 고통과 신체적 건강 문제가 나타날 수 있다(Wrosch et al., 2013). 개인의 상황이나 능력에 맞춰 목표를 선택적으로 조정하는 능력을 목표조절이라 한다(Barlow et al., 2020).
목표조절은 목표재조정과 목표철수라는 독립적인 두 하위 요인으로 나뉜다. 목표재조정은 달성될 수 없는 목표에 직면했을 때 대안적 목표를 추구하는 경향성이고, 목표철수는 달성될 수 없는 목표에 대한 노력과 헌신을 철수하는 태도를 일컫는다(Wrosch & Scheier, 2003). 목표재조정은 목표에 대한 대안적 참여를 통해 실패 경험과 관련된 부정적 경험을 최소화시키고 새로운 목표를 성공적으로 완수할 수 있도록 돕고(Barlow et al., 2020; Wrosch et al., 2003), 목표철수는 달성하기 어려운 목표에 대한 노력과 헌신을 철수함으로써 불필요한 에너지 소비를 줄여서 부정적인 영향을 낮추는 긍정적인 자기조절 능력 중 하나로 확인되고 있다(Brandtstadter & Renner, 1990; Sprangers & schwartz, 1999).
최근 목표조절이 자살생각에 완화효과를 갖는다는 연구들이 진행되고 있다. 국내 노인을 대상으로 한 연구에서 목표재조정과 속박감의 상호작용이 자살생각을 완화하는 것으로 밝혀졌다(이승헌, 서장원, 2023). 자살시도자들을 대상으로 2.5개월간 추적조사 한 O’Connor(2009)의 연구에서도 목표철수와 목표재조정의 상호작용이 자살생각을 유의하게 완화했지만, 목표철수와 목표재조정 각각이 자살생각에 미치는 영향을 살펴보았을 때 목표재조정만 자살생각의 독립적 감소효과를 보였다.
그러나, 기존 선행 연구들을 살펴보면 몇 가지 한계점을 지닌다. 첫째, 대학생을 대상으로 취업스트레스 자살생각에 미치는 영향을 확인했으나, 대학생 집단은 개인별 취업 준비 정도가 큰 차이를 보일 수 있기 때문에 취업스트레스를 명확하게 측정하기 어려우며, 대학 졸업 이후 또는, 대학교를 진학하지 않은 사람들의 취업스트레스가 자살생각에 미치는 영향을 이해하는데 한계가 있다(고나래, 이지연, 2017; 허보미, 2017; 황명주, 장용언, 2017). 둘째, 국내 속박감과 자살과의 관계에서 목표조절의 보호효과를 확인한 연구들은 중장년층이나 노인을 대상으로 이루어져, 직업적 선택과 확립의 과도기에 있는 20대 청년들에게 일반화하기 어렵다. 또한, 목표조절을 단순조절효과로만 다루어, 자살 과정에서 목표조절이 어떤 단계에 개입되는지 통합적으로 이해하는데 제약이 있다(이승헌, 서장원, 2023).
이러한 공백을 보완하기 위해 본 연구는 직업적 선택과 확립의 과도기에 있는 20대를 대상으로 취업스트레스를 보다 더 정교하게 측정하고, 기존 연구에 비해 그 대상을 확장하며, 자살에 영향을 미칠 수 있는 인구사회학적 요인들을 통제한 상태에서 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 이르는 경로를 검증하고자 한다. 더 나아가 목표조절이 속박감과 자살생각의 매개경로에 어떠한 방식으로 개입하는지 분석함으로써 단순 조절효과 분석을 넘어 자살의 복잡한 심리적 기제를 설명하는 조절된 매개모형을 제시하고자 한다. 본 연구의 가설은 다음과 같다.
가설 1. 속박감은 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 매개효과를 가질 것이다.
가설 2. 속박감과 자살생각의 관계를 목표조절이 조절할 것이다.
가설 3. 취업스트레스가 자살생각에 영향을 미치는 경로에서 속박감이 이를 매개하고 목표조절의 조절된 매개효과가 유의할 것이다.
방법
본 연구의 설문은 온라인 구직사이트와 취업관련 네이버 카페에서 서울시, 경기도, 충청도, 전라도, 경상도, 강원도, 제주시의 취업 준비 중인 20대 451명이 연구에 응답하였고, 부적합 연구 대상자 11부와. 불성실한 응답자 34부를 제외한 406부의 설문지가 분석에 사용되었다. 참가자 중 남성 166명(40.9%), 여성 240명(59.1%)이었으며, 평균 연령은 24.7세(SD=2.03)로 나타났다.
연구자료 수집을 포함한 모든 연구절차는 생명윤리위원회(Institutional Review Board)의 승인을 받았다(승인번호: DKU_IRB-2024-05-018).
취업스트레스 척도. 취업스트레스를 측정하기 위해 김향수(2010)가 개발 및 타당화한 취업스트레스 척도(Job-seeking Stress Scale)를 사용하였다. 총 20문항으로 구성되어 있으며 각각의 문항은 ‘전혀 그렇지 않다=1점’에서‘매우 그렇다=5점’까지 5점 Likert척도로 응답할 수 있도록 구성되어 합산 점수가 높을수록 각 개인이 경험하는 취업스트레스가 높음을 의미한다. 문항 중 2개의 문항(5, 12)은 역채점으로 계산한다. 점수 범위는 20점에서 100점까지 분포한다. 대표적인 문항으로는 “취업을 위한 준비가 많아서 힘이 든다.”, “취업문제 때문에 평소보다 신경이 예민해졌다.”, ‘취업준비로 인해 경제적 부담감을 느낀다.’ 등으로 구성되어 있다. 류영미(2020) 연구의 Cronbach’s α는 .93으로 나타났으며, 본 연구의 자료로 산출된 척도의 Cronbach’s α는 .96로 나타났다.
속박감 척도. 속박감 측정을 위해 Gilbert and Allan(1998)이 개발하고 이종선, 조현주(2012)가 번안 및 타당화한 속박감 척도(Entrapment Scale; ES)를 사용하였다. 속박감 척도는 2개의 하위 요인으로 구성되었다. 자신의 감정이나 생각으로부터 벗어나고자 하는 의지는 있지만 벗어나지 못하고 속박되었다고 지각하는 내적 속박감(Internal Entrapment) 6문항과 자신이 처한 상황이나 환경으로부터 벗어나고자 하는 의지는 있지만 그렇지 못하고 속박되었다고 지각하는 외적 속박감(External Entrapment) 10문항으로 구성되어 있다. 총 16문항으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다=1점’에서‘매우 그렇다=5점’까지 5점 Likert척도로 구성되어 합산 점수가 높을수록 각 개인이 속박을 느끼는 정도가 높음을 의미한다. 대표적인 문항으로 “나는 지금의 나의 모습에서 벗어나 다시 시작하고 싶다.”, “나는 내 인생의 여러 가지로부터 벗어나고자 하는 강한 욕구가 있다.”등이 있다. 이종선, 조현주(2012) 연구의 Cronbach's α는 .89이며, 하위요인으로 내적 속박감 Cronbach's α는 .89, 외적 속박감 Cronbach's α는 .92로 나타났다. 본 연구의 자료로 산출된 척도의 Cronbach's α는 .96이며, 하위요인으로 내적 속박감 Cronbach's α .89, 외적 속박감 Cronbach's α .93으로 나타났다.
목표조절 척도. 취목표조절을 측정하기 위해 Wrosch(2003)이 개발하고 이승현(2022)이 번안 및 타당화한 목표조절 척도(Goal Adjustment Scale; GAS)를 사용하였다. 목표조절 척도는 2개의 하위요인으로 구성되었다. 목표철수(Goal Disengagement)는 목표에 대한 노력과 헌신을 철수할 수 있는 개인의 능력을 말하며 4문항으로 구성되어 있고, 목표재조정(Goal Reengagement)는 달성될 수 없는 목표에 대한 대안적 목표를 확인하고 실행하며 추구할 수 있는 능력을 말하며 6문항으로 구성되었다. 총 10문항으로 각각의 문항은 ‘전혀 그렇지 않다=1점’에서‘매우 그렇다=5점’까지 5점 Likert척도로 평정되며, 목표철수 2, 3번 문항은 역채점 문항으로 구성되어 있다. 합산 점수가 높을수록 각각 목표철수와 목표재조정의 수준이 높음을 의미한다. 대표적인 문항으로 “나는 그 목표를 위한 노력을 줄이는 것이 쉽다.”, “나는 그 목표에 대해 생각하는 것을 멈추고 그 목표를 포기하기가 쉽다.”, “나는 다른 의미 있는 목표를 탐색한다.” 등이 있다. 이승현(2022)의 연구에서 목표철수 Cronbach's α는 .75, 목표재조정 Cronbach's α는 .89로 나타났다. 본 연구에서 목표철수의 Cronbach's α는 .75, 목표재조정 Cronbach's α는 .75로 나왔다.
자살생각 척도. 자살생각 측정을 위해 Reynolds(1988)가 개발하고 신민섭(1992)이 번안 및 타당화한 자살생각 척도(Suicidal Ideation Questionnaire; SIQ)를 사용하였다. 자살생각 척도는 총 30문항으로 구성되어 있으며, 자살에 관한 생각을 한 경험이 ‘전혀 없다=1점’에서 ‘거의 매일=7점’까지 7점 Likert척도로 평점된다. 합산 점수가 높을수록 자살생각의 빈도와 강도가 높다는 것을 의미한다. 대표적인 문항으로 “내가 살아있지 않는 편이 더 나을 것이라고 생각했다.”, “죽음에 대해서 생각했다.”, “내가 죽든, 살든 아무도 관심을 가지지 않을 것이라고 생각했다.” 등이 있다. 장하나(2010)의 연구에서 자살생각 척도 Cronbach's α는 .97로 나왔다. 본 연구에서 자살생각 척도 Cronbach's α는 .98로 나타났다.
본 연구의 가설검증을 위해 수집된 자료를 SPSS Statistic version 23.4와 Hayes(2017)가 개발한 PROCESS Macro for SPSS Version 4.2를 사용하여 다음과 같이 분석하였다.
첫째, 연구에 참여한 대상자의 인구통계학적 특성을 확인하기 위해 빈도분석과 기술통계분석을 실시하였다. 또한, 측정도구의 신뢰도를 측정하기 위해 Cronbach's α를 실시하였다.
둘째, 연구 변인들의 평균, 표준편차, 첨도, 왜도 등을 확인하기 위해 기술통계분석을 실시하였으며, Pearson상관계수를 통해 주요 변인간의 상관관계를 확인하였다.
셋째, 취업스트레스가 자살생각에 미치는 직접효과와 속박감의 매개효과를 확인하기 위해 Hayes(2017)가 개발한 PROCESS Macro Model 4번을 통해 검증하였으며, 부트스트래핑(Bootstrapping)을 사용하여 간접효과 유의성을 확인하였다. Bootstrap 샘플수는 5,000개, 신뢰 수준은 95.0%로 설정하였다.
넷째, 속박감이 자살생각에 미치는 영향을 목표조절이 조절하는지 확인하기 위해 PROCESS Macro Model. 1을 통해 검증하였다. 다중공선성의 문제 최소화를 위해 모든 변인에 평균중심화를 하였고, 조절변인의 수준별 상호작용을 확인하기 위해 조절변수의 특정 값(Mean-1SD, Mean, Mean+1SD) 선택에 따른 단순회귀선의 유의성을 검증하였다.
다섯째, 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 경로에서 목표조절이 조절할 수 있는지 확인하기 위해 자살생각에 영향을 줄 수 있는 성별, 나이, 취업준비기간, 학력, 경제적 수준을 통제하고, Heyes(2017)가 제안한 절차에 따라 조절된 매개분석 모형인 PROCESS Macro Model. 14를 검증하였다. 조절된 매개모형은 매개모형과 조절모형이 결합한 형태로, 각 모형을 구성하고 있는 매개효과 및 조절효과 모두 통계적으로 유의한 경우 이루어질 수 있다.
결과
본 연구의 가설검증을 위해 취업스트레스, 속박감, 자살생각, 목표조절에 대한 기술통계 분석 및 상관관계 분석을 실시하였다. 결과는 <표 2>과 같다.
일반적으로 왜도와 첨도의 절댓값이 각각 3과 10보다 큰 경우 정규분포에 문제가 있다고 제안한다. 본 연구에서 왜도의 절대값이 .045-2.085, 첨도의 절대값이 .063-5.347 사이로 나타나서 정규분포 가정을 충족한다.
각 변인 간의 상관관계를 확인하기 위해 Pearson 상관분석을 실시한 결과, 자살생각은 취업스트레스(r=.407, p<.001), 속박감(r=.487, p<.001)과 유의한 정적 상관을 나타냈다. 또한, 취업스트레스는 속박감(r=839, p<.001)과 통계적으로 유의한 정적 상관을 나타냈다. 자살생각은 목표철수(r=-.230, p<.001), 목표재조정(r=-.242, p<.001)과 부적 상관을 나타냈다. 취업스트레스와 속박감의 상관계수는 .839(p<.001)로, 적정
기준 .7 이하에 비해 다소 높게 나타났지만, 분산팽창지수(Variance Inflation Factor; VIF)와 공차를 산출하였을 때, VIF가 10 이하(1.081-4.245), 공차한계(Tolerance)가 .10 이상(.236-.925)으로 나타나 다중공선성의 문제는 없는 것으로 판단된다(Keline, 2010).
취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 매개효과 검증을 위해 SPSS PROCESS Macro Model 4를 사용하였다. Bootstrapping은 5,000회 실시하였으며, 유의확률은 95%로 설정하였다. 결과는 <표 3>, [그림 2]와 같다.
| 단계 | 독립 | 종속 | B | S.E. | t | F | R2 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 취업스트레스 | → | 속박감 | .680 | .025 | 27.199*** | 112.74*** | .72 |
| 2 | 취업스트레스 | → | 자살생각 | .488 | .064 | 7.659*** | 12.33*** | .25 |
| 3 | 취업스트레스 | → | 자살생각 | .022 | .104 | .207 | 15.02*** | .28 |
| 속박감 | .686 | .124 | 5.555*** |
독립변인 취업스트레스가 매개변인 속박감에 미치는 영향은 통계적으로 유의하였으며(B=.680, p<.001), 독립변인 취업스트레스가 종속변인 자살생각에 미치는 영향도 통계 적으로 유의하였다(B=.488, p<.001). 독립변인 취업스트레스와 매개변인 속박감을 모두 투입하여 분석한 결과 취업스트레스가 자살생각으로 가는 직접효과는 유의하지 않았지만, 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 완전매개 효과는 유의하게 나타났다(B=.686, p<.001).
취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 매개효과의 유의성을 확인하기 위해 Bootstrap을 통해 표본 개수 5,000회, 유의확률은 95%로 설정하여 검증하였다. 결과는 <표 4>에 제시하였다. 실시 결과 최솟값 .26, 최댓값 .68로 하한값과 상한값 사이에 ‘0’을 포함하지 않아 속박감에 의한 간접효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.
| Effect | SE | 신뢰구간 95% | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| LLCI | ULCI | |||||||
| 취업스트레스 | → | 속박감 | → | 자살생각 | .467 | .108 | .262 | .679 |
따라서 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 매개효과가 있을 것이라는 가설은 지지 된다.
속박감과 자살생각의 관계에서 목표조절의 각 하위변인인 목표철수의 수준에 따라서 속 박감이 자살생각에 미치는 영향에 차이가 있 는지 조절효과를 확인하기 위해 SPSS PRO CESS Macro model. 1을 사용하였다. 다중공선성의 문제를 최소화하고 조절효과를 확인하기 위해 평균 중심화(mean centering)를 실시한 후 분석하였다. 그 결과는 <표 5>에 제시되었다.
| 변인 | B | SE | t | p | LLCI | ULCI | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 속박감(A) | .742 | .083 | 8.973*** | .000 | -.035 | .036 |
| 목표철수(B) | .332 | .365 | .910 | .364 | |||
| A×B | .001 | .018 | .039 | .969 | |||
분석 결과 속박감이 자살생각에 미치는 영향(B=.742, p<.001)은 유의하였지만, 목표철수가 자살생각에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 또한, 속박감과 목표철수의 상호작용 또한 자살생각에 통계적으로 유의미한 영향을 주지 못하였다. 이는 목표철수가 속박 감과 자살생각의 관계에서 유의한 조절변인 의 역할을 하지 못하였음을 의미한다.
취업스트레스와 자살생각의 관계에서 목표재조정의 조절효과를 살펴보기 위해 앞서 언급한 목표철수의 조절효과를 분석한 방법과 동일한 절차를 실시하였다. 그 결과는 <표 6>에 제시되었다.
| 변인 | B | SE | t | p | LLCI | ULCI | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 2 | 속박감(A) | .643 | .076 | 8.460*** | .000 | -.064 | -.008 |
| 목표재조정(B) | -.450 | .270 | -1.663 | .097 | |||
| A×B | -.036 | .014 | -2.498* | .013 | |||
| R2=.292, F=14.760, p<.001 | |||||||
| 상호작용에 따른 R2 의 증가량 | |||||||
| A×B | R2=.011, F=6.241, p<.013 | ||||||
분석 결과 속박감은 자살생각에 유의한 영향(B=.643, p<.001)을 주었지만, 목표재조정이 자살생각에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 하지만, 속박감과 목표재조정의 상호작용은 자살생각에 통계적으로 유의한 영향(B=-.036, p<.05)을 주었다. 이러한 결과는 목표재조정이 속박감과 자살생각의 관계에서 유의한 조절 역할을 할 수 있다는 것을 의미하며, 목표재조정의 수준에 따라 속박감이 자살생각에 미치는 영향이 다름을 의미한다.
속박감과 목표재조정의 상호작용 항이 유의함에 따라서 목표재조정의 수준에 따른 취업스트레스가 자살생각에 미치는 영향을 해석하기 위해 특정 값 선택(M-1SD, M, M+1SD)으로 단순회귀선의 유의성을 확인하였다. 결과는 <표 7>, <그림 3>과 같다.
| 목표재조정 | B | SE | t | 95% 신뢰구간 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 하한값 | 상한값 | ||||
| Mean -1SD | .805 | .092 | 8.725*** | .624 | .986 |
| Mean | .643 | .076 | 8.460*** | .494 | .793 |
| Mean +1SD | .481 | .107 | 4.499*** | .271 | .692 |
목표재조정의 평균을 기준으로 목표재조정 수준에 따른 단순 기울기를 분석하였다. 목표재조정이 낮은 집단(B=.805, t=8.725, p<.001)과 높은 집단(B=.481, t=4.499, p<.001)을 비교했을 때 낮은 집단에서 속박감과 자살생각의 강한 정적 관계가 나타났다.
즉 목표재조정이 높은 집단에서는 속박감이 높을수록 자살생각에 미치는 영향이 감소함을 의미한다.
취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 미치는 영향에서 목표조절의 조절된 매개효과 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감이 매개함을 확인하였고, 속박감과 자살생각의 관계에서 목표재조정이 조절효과를 갖음을 확인하였다. 이 두 가지 효과를 통합하여 살펴보기 위해 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 매개효과를 목표재조정이 조절할 수 있는지 확인하기 위해 SPSS PROCESS Macro Model. 14를 사용해 조절된 매개모형 분석을 실시하였다. 조절변인의 수준에 따른 매개효과의 유의성을 확인하기 위해 Bootstrap방식을 통해 검증하였고, 이를 위한 표본의 수 5,000회, 유의확률 95%로 설정하여 효과의 유의성을 확인하였다. 또한, 평균 중심화를 실시하여 다중공선성의 문제를 최소화하였다. 결과는 <표 8>과 같다.
| 매개변수모형(종속변수: 속박감) | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| 95% CI | |||||
| B | SE | t | LLCI | ULCI | |
| 상수 | -9.094 | 5.767 | -1.577 | -50.393 | -25.468 |
| 취업스트레스 | .680 | .025 | 27.360*** | .631 | .729 |
취업스트레스가 속박감에 미치는 효과는 통계적으로 유의한 정적 영향을 주었다(B=.680, p<.001). 취업스트레스가 자살생각에 미치는 영향을 유의하지 않았고, 목표재조정이 자살생각에 미치는 영향은 유의하지 않았지만, 속박감이 자살생각에 미치는 영향은 통계적으로 유의하였다(B=.609, p<.001). 또한, 속박감과 목표재조정의 상호작용 항은 자살생각에 통계적으로 유의미한 영향을 주었다(B=-.037, p<.001). 이는 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 완전매개가 이루어지며, 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 관계에서 목표재조정의 조절된 매개효과 유의함을 의미한다.
조절된 매개효과가 나타남에 따라서 목표재조정의 수준에 따른 양상을 확인하기 위해 목표재조정의 수준을 특정 값 선택(Mean-1SD, Mean, Mean+1SD)에 따라서 각 수준별 속박감이 자살생각에 미치는 영향을 확인하였다. 결과는 <표 9>와 같다.
| 목표재조정의 조건부 값에 따른 간접효과 | ||||
|---|---|---|---|---|
| 목표재조정 | B | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI |
| Mean –1SD | 519 | .111 | .309 | .741 |
| Mean | .423 | .105 | .219 | .625 |
| Mean +1SD | .326 | .130 | .068 | .575 |
취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 미치는 영향에서 목표재조정의 조건부 간접 효과는 하한값(.316-.752), 평균(.205-.618), 상한값(.035-.560) 사이에 ‘0’을 포함하지 않아 -1SD(B=.527), M(B=.414), +1SD(B=.302) 모든 수준에서 유의하다고 해석된다. 따라서 목표재조정의 조절된 매개모형은 통계적으로 유의하다고 할 수 있다.
목표재조정의 조절된 매개효과를 검증하기 위해 부트스트랩(Bootstrap) 방법으로 유의성을 검증하였고, 표본 수는 5,000개, 유의수준 95%로 설정하였다. 실시 결과 최솟값 -.052, 최댓값 .000으로 하한값과 상한값 사이에 ‘0’을 포함하지 않아 속박감의 간접효과는 통계적으로 유의하다. 그 결과는 <표 10>과 같다.
| Effect | Boot SE | 신뢰구간 95% | ||
|---|---|---|---|---|
| Boot LLCI | Boot ULCI | |||
| 목표재조정 | -.021 | .013 | -.048 | .000 |
위 결과를 종합하면, 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 경로에서 조절변인인 목표재조정의 수준에 따라 자살생각이 조절될 수 있음이 검증되었다.
논의
본 연구는 20대 청년의 취업스트레스가 자살생각에 이르는 경로에서 속박감이 매개하는지 확인하고, 목표조절 수준에 따라서 속박감의 매개효과가 달라지는지를 검증하였다. 주요결과에 대한 통합적인 논의는 다음과 같다.
첫째, 취업스트레스가 자살생각에 정적인 영향을 미쳤다. 이는 취업스트레스가 높을수록 자살생각을 높인다는 다수의 선행연구와 일치한다(김종운, 지연옥, 2017; 황명주, 장용언, 2017; Howarth et al., 2020; Vilhjalmsson et al., 1998). 최근 청년들은 대한민국의 고스펙 취업경쟁 속에서 취업난과 불확실한 미래로 더욱 높은 수준의 스트레스를 경험하고 있으며(윤명숙, 이효선, 2012), 이 러한 스트레스가 지속될 경우 우울, 불안 등의 심리적 어려움을 겪고, 심한 경우 자살생각으로 이어질 수 있다(황명주, 장용언, 2017). 본 연구의 결과는 취업스트레스가 청년들의 정신건강에 영향을 미치는 중요한 요인 중 하나임을 시사한다. 청년들의 취업스트레 스를 줄이기 위해서는 지역 및 국가 차원에 서 취업 정보 제공, 일자리 창출, 진로상담, 취업상담 등 보다 적극적인 심리사회적 지원이 필요하다.
둘째, 취업스트레스와 자살생각의 관계를 속박감이 완전매개하는 것으로 나타났다. 스트레스에 지속적으로 노출될 경우 투쟁이나 도피할 수 없을 것 같다는 인지적 왜곡인 속박감을 경험하게 되고, 이는 자살생각으로 이어질 수 있다(Williams, 1997). 이러한 결과는 속박감이 자살생각에 핵심적인 영향을 미친다는 선행연구와 일치한다(윤하영, 박주희, 2022; O’Connor & Kirtley, 2018). 즉, 취업스트레스가 자살생각을 직접 유발하기보다, 취업 준비과정에서 느끼는 부정적 정서와 통제하기 어려운 상황으로 속박감을 경험하기 쉽고 유일한 탈출 경로는 자살뿐이라는 역기능적인 결론을 도출할 수 있음을 의미한다(O’Connor & Portzky, 2018; Willner & Goldstein, 2001).
셋째, 속박감과 자살생각의 관계에서 목표재조정의 조절효과는 통계적으로 유의미했으나, 목표철수의 조절효과는 유의미하지 않았다. 이러한 결과는 목표조절이 속박감과 자살생각의 관계를 완화할 수 있다고 제언한 O’Connor and Kirtley(2018)의 연구와 내적속박감과 목표조절의 상호작용이 자살생각에 영향을 미친 Miller(2015)의 연구와 맥을 같이한다.
본 연구의 결과에 따르면, 삶의 중요한 과업 중 하나인 취업이라는 목표를 조정하는 목표재조정을 통해 기존 목표 달성에 대한 노력과 헌신을 전환함으로써 목적의식과 동기를 유지하고, 기존 목표 달성 실패와 관련된 부정적 결과를 감소시켜 속박감이 자살생각으로 전개되는 과정을 차단하는 기제로 작용할 수 있다. 즉, 속박감의 특징인 터널비전으로 인해 유일한 탈출구를 자살로 바라보는 내담자에게 부정적 인지를 대체할 목표와 기대를 제공함으로써 에너지를 효율적으로 사용하고, 실패경험을 감소시켜 효과적으로 자살생각을 완화시키는 자살개입을 실시할 수 있다. 반면, 목표철수는 이론적으로 불필요한 에너지 소모를 줄이는 자기보호전략으로 설명되지만, 20대 구직자 현실에서는 철수 자체가 상실감, 무가치감, 후회 등과 연결될 수 있다. 특히, 취업이라는 사회적, 경제적 의미가 큰 목표가 철수되었을 때, 20대는 사회적 압력이나 자아정체성 위협 등의 부정적 정서를 경험할 수 있다. 따라서 목표철수 자체가 자살생각을 완화하는 보호요인으로 작동하기 위해서는 철수 이후 대안 목표의 마련이나 의미 재구성이 수반되어야 하며, 단독의 철수는 불충분할 수 있음을 보여준다.
넷째, 취업스트레스와 자살생각의 관계에서 속박감의 매개효과에 대한 목표재조정의 조절된 매개효과 검증결과 취업스트레스가 속박감을 매개로 자살생각에 미치는 영향력을 목표 재조정이 조절할 수 있음이 나타났다. 이러한 결과는 취업스트레스를 많이 경험할수록 속박감을 더 강하게 느끼고 자살생각으로 이어질 가능성이 높아지지만, 현재 목표에 대안되는 목표로 노력과 헌신을 전환하는 목표재조정이 자살생각을 완화할 수 있음을 의미한다(O’Connor & Forgan, 2007). 이러한 연구결과는 청년의 자살을 예방하기 위해 자신의 능력 수준과 현재 목표를 확인하고 대안적 목표를 탐색할 수 있도록 도움으로써 속박감이 자살생각에 미치는 영향을 완화할 수 있음을 시사한다. 청년들의 자살예방을 위해 자기인식 상승을 위한 상담 기회 제공은 청년들의 자살률을 낮추는 방안이 될 수 있다.
본 연구의 공헌과 함의는 다음과 같다.
첫째, 취업스트레스와 자살생각의 관계를 살펴보는 선행연구들은 그 대상이 대부분 대학생으로 한정되었다(고나래, 이지연, 2017; 김종운, 지연옥, 2017; 황명주, 장용언, 2017; 허보미, 2017). 본 연구는 실업률이 가장 높은 20대를 대상으로 실시하여 기존 연구결과를 확장시켰다(통계청, 2024). 본 연구는 인크루트에서 조사한 신입사원 적정 나이 평균 남성 29.4세, 여성 27.6세를 고려할 때 현실적인 취업상황을 반영한 결과라고 볼 수 있다(인크루트, 2023).
둘째, 취업스트레스라는 구체적인 스트레스 상황에 초점을 두고 자살생각에 미치는 영향을 속박감이 매개할 수 있음을 밝힘으로써 취업스트레스가 자살생각에 이르는 구체적인 메커니즘을 확인하였다. 이는 취업스트레스가 있는 청년들의 자살예방을 위한 구체적인 대안을 제시할 수 있는 기틀을 마련했다는 점에서 의의가 있다.
셋째, IMV모델의 동기적 조절요인 중 목표조절의 조절효과를 확인했다는 점에서 의의가 있다. 목표철수와 목표재조정의 조절효과를 확인함으로써 목표에 대한 노력과 헌신을 대안적 목표로 조정함에 따라 속박감이 자살생각으로 이어지는 영향을 줄이는 것이 가능함을 확인하였다. 이는 IMV모델이 국내에서도 적용될 수 있음을 경험적으로 검증하였다는 점에서 의의가 있다.
넷째, 본 연구 결과는 학생상담센터나 취업센터 등 20대 구직자들의 정신건강을 위한 자살예방 개입전략을 정교화하는 데 중요한 시사점을 제공한다. 속박감이 높은 20대는 현재의 실패나 좌절이 변경 불가능한 상태라고 느낄 수 있으므로 심리적 탈출구와 선택 가능성을 재구조화하기 위해 ‘대안 목표 생성 프로그램’, ‘목표 조정 워크숍’등을 개발하여 자살 예방과 심리적 회복에 실질적으로 기여할 수 있다. 목표철수가 보호요인으로 작동하지 않았다는 결과를 고려하여, 20대의 목표 포기 이후 새로운 방향성 회복을 지원하는 것이 프로그램의 중요한 핵심이 될 수 있다.
본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 20대를 대상으로 하였기 때문에 일반화하기 어렵다는 제한점이 있다. 최근, 설문조사에서 남자 33.5세, 여자 31.6세가 취업의 마지노선 나이로 나타났다. 취업스트레스를 겪는 전체적인 인원으로 대상을 확장할 필요성이 있다.
둘째, 목표재조정과 목표철수는 자살생각과 유의한 부적 상관을 보였으나, 목표재조정만 속박감과 자살생각 간 관계에서 유의한 조절효과를 나타냈다. 속박감과 목표철수의 상호작용은 패배감이나 실패 경험으로 인식되어 자살생각을 완화하지 못했을 가능성을 시사한다. 후속 연구에서는 목표철수의 부정적인 영향을 줄이고 긍정적인 대처 전략으로 전환하기 위한 심리적 개입 방안을 모색할 필요가 있다.
마지막으로, 본 연구는 IMV모델의 경로 중 목표조절의 조절효과를 검증하였다. IMV모델에서 목표조절 이외에도 짐스러움, 좌절된 소속감, 사회적지지 등 다양한 요인에 의해 속박감이 자살생각에 미치는 영향이 조절될 수 있다고 제언한다. 후속 연구에서는 취업스트레스를 겪는 청년들의 자살을 예방하기 위해 개인을 둘러싼 다양한 상호작용 요인들을 종합적으로 검토하여 취업스트레스와 자살생각의 관계를 통합적으로 이해할 필요가 있다.
