Abstract
Purpose
The purpose of this study was to examine subjective well-being in college students and the mediating effect of perceived stress and mental health on the influence of empowerment.
Methods
A descriptive correlational and cross-sectional research design was used. Participants were 275 students who were recruited from a university in Seoul, and completed the survey. Research tools were empowerment, perceived stress, subjective well-being and mental health (standardized MMPI-2 scale). Collected data were analyzed using SPSS and AMOS 23.0. Significance of the indirect effect was analyzed by the bootstrapping method.
Results
Fitness of the modified model was appropriate (χ2/df=2.68, TLI=.92, CFI=.94, RMSEA=.078, SRMR=.053). Empowerment had a significant direct effect on mental health and indirect effect through perceived stress. Perceived stress had a significant direct effect on subjective well-being and indirect effect through mental health. Empowerment had an indirect effect on subjective well-being through perceived stress and mental health. Empowerment, perceived stress and mental health explained 70.7% of the subjective well-being in the structural equation model.
2010년대에 들어 ‘한국이 지옥에 가깝고 희망이 전혀 없는 사회’를 의미하는 ‘헬조선’의 인터넷 신조어가 등장하였다[1]. 또한, 연애/결혼/출산을 포기하는 ‘3포 세대’, 내 집 마련/인간관계까지 포기하는 ‘5포 세대’, 꿈/희망을 포기하는 ‘7포 세대’, 더 나아가 모든 것을 포기하는 ‘n포 세대’라는 용어가 유행처럼 번지고 있다. 최근 취업포털 인크루트에서 실시한 모바일 설문조사에서 성인남녀 10명 중 7명이 ‘n포 세대’라는 결과가 나타나 사태의 심각성을 보여주고 있다[2]. 예전 세대는 대학을 졸업하지 않아도 취업이 가능하여 자립적으로 살 수 있는 방법이 있었지만, 요즘 세대는 산업구조의 요구에 따라 급증한 고학력자들이 치열한 경쟁 속에서 미래에 대한 불안을 경험하며 살아갈 방법을 찾고 있다. 앞서 언급한 인터넷 신조어의 등장은 과거에 비해 경제수준이 성장하여 물질적으로는 풍요로워졌지만, 전반적으로 현재의 사회 환경에서는 행복의 기회를 얻기 어렵다고 생각하는 젊은 사람들이 늘고 있음을 보여준다.
인간은 누구든지 행복한 삶을 살고자 한다. 특히, 대학생은 신체적, 인지적, 정서적으로 급격한 변화가 일어나고, 부모로부터의 독립, 자아정체감 확립, 성공적인 진로 선택을 통해서 평생의 인생을 결정하는 중요한 시기이다. 이 중요한 시기에 행복을 추구하는 것은 인간으로서 잘 사는 것이자 삶의 이유가 될 것이다. 행복은 마음의 긍정적인 상태를 나타내는 용어로, 주관적 웰빙, 심리적 웰빙, 삶의 질, 삶의 만족 등과 같은 변수로 측정하여 연구되고 있다[3]. 대학생의 행복에 영향을 미치는 사건을 조사한 연구에서 ‘용돈이나 월급을 받는 것’이 가장 큰 영향력이 있었고, 관계 중심적 사건들이 행복에 영향을 미친다고 하였다[4]. 여러 선행연구에서 행복은 상황적 요인보다 개인의 심리적 특성이 가장 중요하다고 거듭 강조하면서[56], 내적 동기, 의미감, 신념과 같은 성격이나 태도가 외부적 사건을 어떻게 해석하는지에 따라 행복이 달라진다고 하였다[46]. 국내에서는 웰빙(well-being)이라는 단어가 스트레스와 같이 일상용어로 사용되면서, 삶의 만족과 미래에 대한 기대를 포함하는 주관적 웰빙이 행복한 정도를 측정하는 구성개념으로 사용되고 있다[7].
최근 한인 여대생이 자살한 사건이 발생하면서 미국에서도 대학생들의 정신건강에 대한 관심이 증가하고 있다. 대학생의 정신건강에 영향을 미치는 요인은 다양하지만, 무엇보다도 진로 및 취업과 관련한 스트레스가 가장 대표적일 것이다[8]. 대학생들이 지각하는 스트레스는 행복 정도를 알아보는 주관적 웰빙에 직접적 영향을 미쳤고[9], 이러한 대학생활 속에서 경험하는 스트레스가 많을수록 대학생의 정신건강에 악영향을 미치고 있다[10]. 이렇듯 행복을 추구하며 자신의 인생을 설계해야 할 대학 시절에 많은 대학생들이 치열한 학점 취득과 취업 경쟁으로 인해 극심한 스트레스를 경험하고 있고, 이러한 극심한 스트레스는 우울, 불안 등과 같은 정신건강을 위협하고 있다[1112]. 대학생의 정신건강 악화는 자살률 증가, 전공몰입 감소 및 중도포기의 문제를 발생시키고 있고[1314], 대학생들은 자아실현을 위한 도전적인 일을 포기하고 공무원과 같이 안정적인 직업을 선호하고 있다[15]. 세계에서 정신건강이나 행복지수가 높지 않은 우리나라의 성인에게 주목하여, 성숙한 성인으로 성장할 수 있도록 대학생의 정신건강과 이를 위협하는 스트레스에 관심을 기울일 필요가 있다.
대학생의 스트레스를 감소시키고 정신건강에 긍정적인 요인으로 작용하는 요인으로는 자기효능감[816], 생활만족도[8], 희망[17] 등이 있었고, 최근 임파워먼트가 대두되고 있다. 임파워먼트는 자신이 가지고 있는 내부의 강점을 바탕으로 자신의 삶에 관한 자율성과 책임성을 가지고 변화를 주도하는 긍정적인 개념이다[1819]. 선행연구에서 대학생의 임파워먼트와 주관적 웰빙 간에 강한 정적 상관관계가 있음을 확인하였다[20]. 임파워먼트는 암 진단과 같은 극한의 정신적 고통을 겪는 상황에서 위기를 극복하고 주도적인 삶을 살아가게 하는 개인의 특성으로[21], 대학생들이 가족관계로 인해 스트레스를 받더라도 임파워먼트가 강하면 스트레스를 덜 지각하였다[22]. 이렇듯 대학생의 임파워먼트는 환경적 상황에서 경험하는 스트레스에 대한 지각을 감소시켜서 정신건강을 증진시키는데 기여할 수 있는 대안으로 생각해 볼 수 있다. 이에 대학생들에게 임파워먼트의 주도적 역량은 정신건강과 주관적 웰빙에 중요한 요인으로 작용하는지 검증하는 것은 의미가 있다고 본다.
선행연구를 토대로 대학생의 임파워먼트, 주관적 웰빙, 지각된 스트레스 및 정신건강의 관계를 종합해 보면 다음과 같다. 임파워먼트는 스트레스와 유의한 부적 상관관계가 있었고[22], 임파워먼트가 높을수록 정신건강 수준이 향상되었으며[10], 임파워먼트와 주관적 웰빙은 강한 정적 상관관계가 있었다[20]. 학업, 대인관계, 환경적 스트레스는 우울의 정신건강과 정적 상관관계가 있었고[11], 정신건강에 유의한 영향을 미쳤으며[8], 지각된 스트레스는 주관적 웰빙에 유의한 영향을 미쳤다[9]. 비록 대학생은 아니지만 사회복지사의 직무 스트레스와 행복 간의 관계에서 정신건강이 매개역할을 하였다[23]. 21세기 긍정심리학의 화두를 통해서 건강한 사람의 행복 증진을 위한 관심이 증가하고 있다. 이러한 긍정심리학의 대표적인 변인으로는 행복을 꼽을 수가 있고, 행복은 자신의 삶에 대한 만족과 미래에 대한 기대라는 인지적 측면[7]에서 주관적 웰빙을 통해 측정할 수 있다. 이에 대학생의 주관적 웰빙을 중심으로 임파워먼트, 지각된 스트레스 및 정신건강의 변인들 간 관계를 살펴보고자 한다. 특히, 세계적으로 널리 사용되고 있는 다면적 인성검사(Minnesota Multiphasic Personality Inventory, MMPI)의 표준화된 심리검사를 통해서[24] 대학생의 정신건강을 측정하고, 대학생의 주관적 웰빙을 증진시키기 위한 임파워먼트의 중요성을 검증해 보고자 한다. 그러므로 본 연구에서는 대학생의 임파워먼트와 지각된 스트레스, 정신건강 간의 관계를 살펴보고, 최종적으로 주관적 웰빙에 미치는 영향을 확인해 보고자 수행하였다.
본 연구는 대학생의 임파워먼트와 주관적 웰빙 간의 관계에서 지각된 스트레스와 정신건강의 매개효과를 분석하기 위해 실시된 서술적 상관관계연구이다. 본 연구에서는 문헌고찰을 토대로 다음과 같은 이론적 모형의 기틀을 구성하였다. 대학생의 행복 정도를 측정하는 주관적 웰빙을 종속변수로 하고, 개인이 가지고 있는 주도적인 역량을 의미하는 임파워먼트를 독립변수로 하였다. 이는 선행연구에서 대학생의 임파워먼트와 주관적 웰빙은 유의한 정적 상관관계가 나타난 것에 기초하였으며[20], 임파워먼트와 주관적 웰빙 간에 관계에서 영향을 줄 수 있는 매개변수로써 스트레스와 정신건강을 선정하였다. 대학생의 지각된 스트레스는 주관적 웰빙에 직접적 영향을 미치며[9], 스트레스는 정신건강에도 직접적인 영향을 미친다[811]. 또 다른 매개변수인 정신건강은 임파워먼트의 직접적인 영향을 받았고[10], 직무 스트레스와 행복 간의 관계에서 정신건강이 완전매개역할을 하였다[23]. 이에 본 연구는 임파워먼트가 주관적 웰빙에 영향을 미치는 관계에서 지각된 스트레스와 정신건강의 매개효과를 검증하는 이론적 모형을 구축하였다.
2017년 3월부터 4월까지 서울시에 소재한 일개 대학에서 대학생을 편의표집 하였다. 대상자의 선정기준은 대학에 재학 중인 학부 학생이며, 자발적으로 연구참여에 동의하고 설문문항을 읽고 이해할 수 있는 학생으로 하였다. 대상자 수는 구조방정식 모형 분석에 필요한 사례수로 권장하는 200명 정도로 하려 했으나, 정신건강의 측정에서 고위험군의 비율을 고려하여 300명으로 설정하였다. 분석 제외기준은 MMPI-2의 타당도 척도를 고려하여 무응답이 10문항 이상인 경우, 무선반응 비일관성(variable response inconsistency), 고정반응 비일관성(true response inconsistency) 및 부인(lie) 척도가 80T 이상인 경우, 교정(correction) 척도가 75T 이상인 경우로 하였다[23]. 본 연구에 293명이 참여하였고, 이중에서 275명(93.8%)의 자료를 최종적으로 분석하였다.
지각된 스트레스는 1983년 Cohen이 개발하고 Bong과 Jeong[9]이 번안하여 타당화한 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale-10, PSS-10)를 사용하여 측정하였다. PSS-10 척도는 총 10문항으로 구성되어 있고, Bong과 Jeong [9]의 연구에서 구성타당도를 검증한 결과 단일요인으로 나타났다. 문항에 대한 응답은 5점 Likert 식 척도로 측정하였고, 총합 점수가 높을수록 지각된 스트레스 수준이 높음을 의미한다. Bong과 Jeong [9]의 연구에서 내적 일치도 계수(Cronbach's α)는 .82였고, 본 연구에서는 .81이었다.
정신건강은 표준화한 심리검사 측정도구인 다면적 인성검사 2판(Minnesota Multiphasic Personality Inventory-2, MMPI-2)을 사용하여 측정하였다[24]. MMPI-2는 Hathaway와 McKinley에 의해 개발된 MMPI 척도를 수정 · 보완하여 한국판 표준화 과정을 통해 출판되었다[24]. MMPI-2는 총 567문항으로 구성되어 있고, ‘예(1점)’와 ‘아니오(0점)’로 측정하는 2점 척도이다. 본 연구에서는 MMPI-2에서 제공하는 임상척도 중 남성성-여성성(Masculinity, Mf)과 내향성(Social introversion, Si)을 제외한 8개의 임상척도를 사용하였고, 이를 살펴보면 건강염려증(Hypochondriasis, Hs), 우울증(Depression, D), 히스테리(Hysteria, Hy), 반사회성(Psychopathic Deviate, Pd), 편집증(Paranoia, Pa), 강박증(Psychasthenia, Pt), 조현증(Schizophrenia, Sc), 경조증(Hypomania, Ma)이다. 임상척도별 점수는 전체 규준에 관한 표준 T점수(평균 50, 표준편차 10)를 산출하여 분석에 사용하였다. MMPI 임상척도의 낮은 점수가 좋은 정신건강 상태라고 단정할 수 없으나, 척도별 높은 점수가 정신건강의 문제를 반영하고 있고 MMPI-2의 표준 점수가 동형 T 점수로 제공되어 각 임상척도별 동일한 백분위를 갖도록 조정되었으므로[24] 측정변수를 통해 정신건강의 잠재변수를 설정하였다. 한국판 MMPI-2 임상척도의 재검사 신뢰도는 남자가 .78, 여자는 .75로 나타났다[24].
본 연구는 대상자의 심리검사 결과를 활용하므로 연구 진행에 앞서 연구윤리심의위원회의 연구승인(승인번호: 2-1040781-AB-N-01-2016132HR)을 받은 후 시행하였다. 사전에 교육을 받은 연구보조자가 대상자에게 설문조사와 MMPI-2 검사에 앞서 연구목적과 방법에 대해 설명한 후 동의서에 서명을 받았다. 수집된 설문지와 심리검사 자료는 연구목적 외에는 절대 사용하지 않으며, 비밀보장과 언제든지 설문 응답을 포기할 수 있음을 고지하였다. MMPI-2 검사는 대학 내 학생생활상담센터의 지원을 받아 진행하였으며, 요청하는 대상자에 한하여 상담전문가가 심리검사 결과를 해석해 주었다. 연구참여자에게는 보상으로 소정의 문구류를 제공하였다.
본 연구에서 수집된 자료는 IBM사의 SPSS/WIN 23.0과 AMOS 23.0 통계 프로그램을 이용하여 분석하였다. 일반적 특성과 연구변수들에 대한 기술통계 및 빈도분석을 하였고, 연구변수들 간의 상관관계는 Pearson 상관계수를 산출하여 분석하였다. 연구모형에 대한 적합도 검증은 구조방정식 모형을 통해 분석하였고, 연구모형에서 측정모형에 대한 확인적 요인분석과 구조모형에 대한 타당성 검증 과정을 수행하였다. 연구모형의 적합도는 절대적합지수인 χ2값, 근사오차평근자승이중근(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA) 및 표준잔차평균자승이중근(Standardized Root-Mean-square Residual, SRMR) 값을 산출하였고, 증분적합지수에서는 터커-루이스 적합지수(Turker-Lewis Index, TLI)와 상대적합지수(Comparative Fit Index, CFI) 값을 산출하여 검증하였다. 최대우도추정법(Maximum likelihood estimate)을 적용한 확인적 요인분석에서 요인계수와 오차상관의 수정지수(Modification Indices, MI)를 참고하여 측정모형을 수정하였고, 각 잠재변수에 대한 구성신뢰도(Construct Reliability, CR)와 추출된 평균분산(Average Variance Extracted, AVE)을 분석하였다. 구조모형의 타당성은 각 경로계수의 유의성 검증을 통해 잠재변수들의 관계를 확인하였다. 매개효과의 대한 분석을 위하여 매개변수를 통한 간접효과의 유의성은 붓스트래핑(bootstrapping) 방법을 사용하여 분석하였다. 또한 간접효과의 경로별 효과의 차이를 검증하기 위해 팬텀변수(phantom variable)를 적용하여 간접효과를 추정하였고, 붓스트래핑 방법으로 95% 신뢰구간과 유의확률을 산출하여 분석하였다.
대상자의 일반적 특성을 살펴보면, 성별은 남학생이 126명(45.8%), 여학생이 149명(54.2%)이었고, 연령은 평균 21.27±1.82세로, 21~23세가 146명(53.0%), 20세 이하가 99명(36.0%), 24세 이상이 30명(10.9%)이었다. 학년은 1학년 39명(14.2%), 2학년 39명(14.2%), 3학년 112명(40.7%), 4학년 85명(30.9%)으로 나타났다. 전공계열은 인문사회계열 119명(43.3%), 예체능계열 69명(25.1%), 자연계열 59명(21.5%), 무응답이 28명(10.2%)이었다.
주요 연구변수인 임파워먼트, 지각된 스트레스, 정신건강의 임상척도 및 주관적 웰빙의 정도를 살펴보았다(Table 1). 임파워먼트는 평균 96.79±13.51점, 지각된 스트레스는 평균 28.43±5.63점, 주관적 웰빙은 평균 34.65±6.10점이었다. 정신건강의 임상척도는 건강염려증 47.02±6.66점, 우울증 46.11±8.66점, 히스테리 47.04±7.37점, 반사회성 44.57±8.16점, 편집증 47.97±7.82점, 강박증 47.63±9.53점, 조현증 45.01±7.87점, 경조증 49.53±9.24점이었다. 연구모형에서 측정변수들의 정규성 가정을 확인하기 위해 왜도와 첨도의 절대 값을 분석한 결과, 왜도 값은 -0.55~1.13으로 나타나 ±2 이내에 분포하였고, 첨도 값은 -0.36~3.04로 나타나 7 이하에 분포하므로 정규분포의 가정을 만족하였다(Table 1).
구조방정식 모형 분석에 앞서 임파워먼트, 지각된 스트레스, 정신건강 및 주관적 웰빙의 상관관계행렬을 살펴보았다(Table 2). 임파워먼트와 지각된 스트레스는 유의한 부적 상관관계가 있었고(r=-.55, p<.001), 임파워먼트와 주관적 웰빙은 유의한 정적 상관관계가 있었다(r=.58, p<.001). 지각된 스트레스와 주관적 웰빙은 유의한 부적 상관관계가 있었다(r=-.52, p<.001).
정신건강에서 임상척도별로 주요 연구변수와의 관계를 살펴보면(Table 2), 임파워먼트는 건강염려증(r=-.21, p=.001), 우울증(r=-.47, p<.001), 히스테리(r=-.12, p=.040), 반사회성(r=-.26, p<.001), 편집증(r=-.24, p<.001), 강박증(r=-.44, p<.001), 조현증(r=-.32, p<.001)과는 유의한 부적 상관관계가 있었고, 경조증(r=.27, p<.001)과 유의한 정적 상관관계가 있었다. 지각된 스트레스는 건강염려증(r=.26, p<.001), 우울증(r=.41, p<.001), 히스테리(r=.19, p=.001), 반사회성(r=.33, p<.001), 편집증(r=.34, p<.001), 강박증(r=.46, p<.001), 조현증(r=.34, p<.001)과 유의한 정적 상관관계가 있었고, 경조증(r=.01, p=.878)과는 유의한 상관관계가 없었다. 주관적 웰빙은 건강염려증(r=-.25, p<.001), 우울증(r=-.47, p<.001), 히스테리(r=-.20, p=.001), 반사회성(r=-.38, p<.001), 편집증(r=-.24, p<.001), 강박증(r=-.43, p<.001), 조현증(r=-.32, p<.001)과 유의한 부적 상관관계가 있었고, 경조증(r=.14, p=.021)과는 유의한 정적 상관관계가 있었다. 모든 측정변수들 간의 상관계수는 절대 값이 .80 미만으로 나타나, 측정변수들 간에 다중공선성의 가능성이 적은 것으로 확인하였다.
연구모형에 대한 구조방정식 분석은 측정모형의 분석 후 구조모형을 분석하는 2단계 접근법으로 수행하였다. 측정모형의 분석은 확인적 요인분석을 수행하였고, 분석방법은 정규성을 가정할 수 있어 최대우도추정법(maximum likelihood estimate)을 적용하였다. 확인적 요인분석 결과, 모형의 적합도는 χ2값과 자유도의 비가 6.15로 3보다 크게 나타났고, TLI .73, CFI .78, SRMR .092, RMSEA .137로 나타나 모형적합도 지수가 권장기준에 부적합하였다. 또한 정신건강의 경조증의 요인계수는 통계적으로 유의하지 않았다(β=.53, t=0.34, p=.737). 경조증은 상관관계행렬에서도 지각된 스트레스의 측정변수 및 다른 정신건강의 요인들과도 유의한 상관이 나타나지 않아, 경조증의 측정변수를 제거하여 7개 구성요인으로 정신건강의 잠재변수를 구성하였다.
이후 오차상관의 수정지수(MI)를 감안하여 구성요인 내에서 측정변수의 오차 간 상관을 허용함으로써 측정모형을 수정하였다. 오차 간 수정지수가 10 이상으로 높았던 측정변수들을 살펴본 후 순차적으로 하나씩 공분산 경로를 연결하였다. 정신건강의 측정변수에서 e8 (히스테리)과 e9 (반사회성), e6 (건강염려증)과 e8 (히스테리), e10 (편집증)과 e12 (조현증)의 공분산 경로를 연결하였고, 마지막으로 임파워먼트의 측정변수에서 e2(집단인식)와 e3 (자기결정)의 공분산 경로를 연결하였다. 이와 같이 5회에 걸쳐 모형을 수정하였고, 모형적합도 수치가 전반적으로 권장기준에 부합되는 최종 측정모형을 구축하였다. 수정된 측정모형의 적합도를 검증한 결과(Table 3), χ2값과 자유도 비가 2.69로 3보다 적었고, TLI .92, CFI .94로 기준 값인 .90 이상이었으며, RMSEA .079, SRMR .053으로 기준 값인 .80 이하로 나타나 모든 적합도 지수가 권장기준을 충족하였다.
잠재변수에 대한 측정변수들의 요인계수를 분석해보면, 모두 통계적으로 유의하였고 표준화계수가 .50 이상으로 나타났다. 각 잠재변수에 대한 구성신뢰도(CR)가 .70보다 높게 나타나 기준 값을 충족하였고, 추출된 평균분산(AVE)은 정신건강에서만 .47로 기준보다 약간 부족하였으나 다른 잠재변수들은 .50보다 높게 나타나 기준 값을 충족하였다. 그러므로 정신건강의 요인계수와 유의성 수준이 권장기준에 부합하였고, 표준화된 심리검사 도구를 사용하였다는 점에서 측정모형의 집중타당성(convergent validity)은 확보한 것으로 판단하였다.
지각된 스트레스와 정신건강을 매개변수로 하여 임파워먼트가 주관적 웰빙에 영향을 미치는 연구모형에서 구조모형의 타당성을 검증하였다. 분석결과, 연구모형의 적합도는 모든 적합도 지수가 권장기준을 충족하였으나(Table 3), 연구모형에서 제시된 6개의 경로 중에서 지각된 스트레스와 주관적 웰빙 간의 경로계수가 통계적으로 유의하지 않아(β=-.15, t=-1.58, p=.113), 이 경로를 제거한 수정모형을 구성하여 재분석하였다. 수정모형의 경로계수는 모두 통계적으로 유의하게 나타났으며, 모형적합도 지수는 χ2값과 자유도 비가 2.68, TLI .92, CFI .94, RMSEA .078, SRMR .053으로 나타나 권장기준을 충족하였다(Table 3). 연구모형과 수정모형은 내재되어 있으므로 χ2값의 차이검증을 통해 비교하였다. Δχ2값은 2.12로 나타났고, 자유도가 1일 때 유의확률은 .145로 유의하지 않게 나타나(Table 3), 더 간명한 모형인 수정모형을 최종 모형으로 채택하였다. 최종 모형은 표준화된 경로계수와 함께 Figure 1에 제시하였다.
매개효과에 대한 분석을 위하여 최종 수정모형에서 주요 잠재변수들의 직접효과, 간접효과와 총효과를 확인하였고, 간접효과의 유의성은 다변량 정규성 가정이 필요 없고 구조방정식 모형에서 사용이 가능한 붓스트래핑 방법으로 분석하였다(Table 4). 임파워먼트는 지각된 스트레스에 유의한 직접효과가 있었고(β=-.70, p=.003), 임파워먼트가 지각된 스트레스를 48.6% 설명하였다. 임파워먼트(β=-.31, p=.004)와 지각된 스트레스(β=.33, p=.013)는 정신건강에 유의한 직접효과가 있었고, 임파워먼트가 지각된 스트레스를 통해 정신건강에 영향을 미치는 간접효과가 유의하였으며(β=-.23, p=.006), 임파워먼트와 지각된 스트레스가 정신건강을 34.3% 설명하였다. 마지막으로 임파워먼트는 주관적 웰빙에 유의한 직접효과가 있었고(β=.70, p=.002), 임파워먼트가 지각된 스트레스와 정신건강을 통해 주관적 웰빙에 영향을 미치는 간접효과가 통계적으로 유의하였다(β=.12 p=.026). 또한 정신건강이 주관적 웰빙에 미치는 직접효과가 유의하게 나타났고(β=-.22, p=.031), 지각된 스트레스가 정신건강을 통해 주관적 웰빙에 영향을 미치는 간접효과도 유의하였다(β=-.07, p=.037). 임파워먼트, 지각된 스트레스 및 정신건강의 잠재변수가 주관적 웰빙을 설명하는 부분은 70.7%였다.
여러 개의 간접경로가 존재하는 연구모형이므로, 간접효과의 경로별 효과크기와 차이를 검증하기 위해 팬텀변수(phantom variable)를 이용하여 간접효과를 추정하였고 붓스트래핑 방법을 통해 95% 신뢰구간과 유의확률을 산출하였다(Table 4). 분석결과, 임파워먼트가 정신건강을 통해 주관적 웰빙에 영향을 미치는 간접효과(Emp → MH → SW)는 통계적으로 유의하였고(B=0.02, p=.012), 임파워먼트가 지각된 스트레스와 정신건강을 통해 주관적 웰빙에 영향을 미치는 간접효과(Emp → PS → MH → SW)도 유의하게 나타났다(B=0.02, p=.032). 그러나 두 경로에 대한 간접효과의 차이를 비교한 결과 통계적으로 유의한 차이가 없어(ΔB=0.01 p=.403), 임파워먼트와 주관적 웰빙 간의 관계에서 정신건강을 통한 단순 매개효과와 지각된 스트레스 및 정신건강을 통한 이중 매개효과는 큰 차이가 없었다.
본 연구는 대학생을 대상으로 자신의 강점을 바탕으로 주도적인 삶을 영위하는 임파워먼트가 행복을 의미하는 주관적 웰빙에 미치는 영향에서 지각된 스트레스와 정신건강의 매개효과를 알아보고자 수행하였다. 본 연구에서 나타난 주요 연구결과를 토대로 다음과 같이 논의하고자 한다.
대학생의 임파워먼트, 지각된 스트레스 및 정신건강은 주관적 웰빙을 70.7% 설명하였다. 임파워먼트와 정신건강이 주관적 웰빙에 직접적으로 영향을 주고, 임파워먼트는 스트레스의 지각과 정신건강을 통해 주관적 웰빙에 간접적으로 영향을 주있었다. 이를 통해 대학생의 임파워먼트가 주관적 웰빙에 영향을 미치는 관계에서 지각된 스트레스와 정신건강의 이중매개효과가 있음을 확인하였다. 간호대학생을 대상으로 주관적 행복감에 미치는 영향요인을 분석한 선행연구에서 지각된 스트레스가 주관적 행복감의 유의한 예측변수로 나타났으나[26], 본 연구에서는 임파워먼트와 정신건강을 통제했을 때 지각된 스트레스가 주관적 웰빙에 유의한 영향을 미치지 않았다. 이를 통해 임파워먼트와 주관적 웰빙 사이에 지각된 스트레스와 정신건강을 매개변수로 투입하면, 임파워먼트가 지각된 스트레스를 통해 주관적 웰빙에 미치는 간접효과가 없음을 확인하였다 또한, 정신건강을 매개변수로 통제하면 지각된 스트레스의 직접효과가 유의하지 않게 나타나 지각된 스트레스와 주관적 웰빙 간의 관계에서 정신건강이 완전 매개효과가 있음을 확인하였다. 이러한 결과는 스트레스와 주관적 웰빙 간의 관계에서 정신건강의 역할이 매우 중요하다는 것을 의미하며, 대학생들이 다양한 스트레스 상황에서 자신의 행복을 실현하기 위해서는 건강한 정신 상태를 유지하는 것이 중요함을 알 수 있다. 대학생의 정신건강은 가족 및 교우관계, 사회문화적 환경, 경쟁적 사회구도, 미래에 대한 불안 등 여러 요인들과 밀접한 관련이 있으므로, 일상생활 속에서 자신의 심리상태를 이해하고 긍정적인 정서를 유지하기 위한 적극적인 대처 방법을 실천하는 프로그램을 개발하여 대학생들의 정신건강 증진을 위해 적용할 필요가 있다. 본 연구에서 지각된 스트레스를 통제해도 임파워먼트가 정신건강에 유의한 직접효과를 보이고 있어, 대학생들의 정신건강 증진을 위한 프로그램 개발에 임파워먼트의 적극적인 활용이 도움이 될 것이다. 따라서 대학생의 행복과 관련된 삶의 질, 웰빙, 삶의 만족을 향상시키는 프로그램을 개발할 때, 매개효과가 입증된 정신건강의 중요성을 강조하여야 하며, 정신건강을 향상시키기 위해서 스트레스 관리 및 임파워먼트를 강화하는 훈련이 필요하다. 또한 가정, 학교 및 정부에서는 현실적 좌절 경험과 극심한 스트레스로 인해 삶의 포기와 극단적인 자살을 선택하지 않도록 대학생의 정신 건강 증진에 적극적인 지원과 제도 개선을 위한 노력을 해야할 것이다.
대학생의 임파워먼트와 지각된 스트레스는 정신건강을 34.3% 설명하였고, 임파워먼트와 정신건강의 관계에서 지각된 스트레스를 통한 간접효과가 유의하여 지각된 스트레스의 부분 매개효과를 입증하였다. 본 연구결과는 스트레스를 많이 경험한 대학생들은 정신건강이 악화되었다는 선행연구의 결과를 지지하고 있고[810], 자신의 삶을 주도하는 내적인 임파워먼트가 강할수록 외적으로 발생하는 다양한 사건 속에서 스트레스를 덜 지각하고, 덜 지각된 스트레스가 정신건강을 바람직한 방향으로 증진시킬 수 있음을 보여주었다. 청소년들을 대상으로 간이정신진단검사(Symptom Checklist-90-Revision, SCL-90-R)로 정신건강을 측정하여 임파워먼트와 스트레스가 정신건강에 미치는 영향을 분석한 선행연구에서도 임파워먼트의 부적 영향과 스트레스의 정적 영향이 유의하게 나타나 본 연구결과와 맥을 같이 하고 있었다[10]. 그러나 선행연구에서는 임파워먼트와 스트레스, 정신건강 간의 구조적 관계를 분석하지 못하고, 단순히 스트레스를 통제한 후 임파워먼트의 영향만을 분석하였다는 한계가 있지만[10], 본 연구에서는 임파워먼트가 지각된 스트레스를 감소시켜 정신건강의 증진에 기여하는 간접 경로를 분석하였다는 데 의의가 있다. 또한 임파워먼트는 스트레스를 통한 간접효과뿐만 아니라 정신건강에 직접 효과가 있음을 입증하였다. 이는 청소년들의 우울 및 안녕감 등에 임파워먼트가 긍정적인 영향을 미친다는 선행연구[27]와 정신장애인의 회복과정을 측정하는 정신건강회복척도와 임파워먼트를 유사개념으로 보고 수렴타당도 분석을 수행하여 유의한 정적 상관관계(r=.67)를 보고한 선행연구를 고려해 볼 때[28], 임파워먼트가 정신건강의 회복과 증진에 기여하는 것으로 나타난 본 연구결과를 이해할 수 있다.
대학생의 주관적 웰빙에 직접적으로 강력한 영향을 미치는 변수는 임파워먼트로 나타났다. 이는 대학생들을 대상으로 주관적 웰빙 척도를 수정하여 안녕감 척도를 재구성한 후 임파워먼트와 안녕감 간의 관계를 분석한 연구에서 개인내적, 사회적, 정치적 임파워먼트가 모두 안녕감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나[29], 본 연구결과와 일치하였다. 특히 정신장애인의 삶의 질 관련변인에 대한 메타분석을 통해 총 8편의 선행연구를 분석한 결과에서 임파워먼트는 삶의 질과 유의한 정적 상관관계(r=.47)를 보였으며, 이러한 결과는 자아존중감(r=.59)보다는 약했지만 자기효능감(r=.48)과는 유사한 수준으로 나타나[30], 정신건강 및 삶의 질과 관련하여 임파워먼트의 중요성을 확인할 수 있었다. 또 다른 연구에서는 임파워먼트가 높은 대학생이 낮은 대학생에 비해 주관적 웰빙이 스마트폰 중독에 미치는 부적 영향을 더욱 강하게 한다는 임파워먼트의 조절효과를 확인하여[20], 개인이 가지고 있는 임파워먼트가 주관적 웰빙이 중독적 행위에 미치는 영향력을 조절할 만큼 강력한 변인임을 알 수 있었다. 임파워먼트는 상황의 위기를 극복하고 자신의 삶을 긍정적인 방향으로 조절하는 역량으로써[21], 행복이나 삶의 만족을 추구하는 사람이라면 임파워먼트 향상을 통해 자신의 삶을 주도적으로 변화시키려는 노력을 할 것이다. 개인적 수준에 초점을 두고 심리적 임파워먼트를 제시한 Zimmerman [18]은 사회정치적 환경을 이해하고 자신의 삶에 관한 접근과 통제를 통합하는 개개인의 능력이 ‘임파워먼트’라고 하였으며, 자신의 강점과 유능함을 기반으로 삶에 대한 통제감을 얻는다고 하였다. 암 생존자를 대상으로 임파워먼트의 개념을 분석한 Jerofke [21]는 임파워먼트를 적극적으로 자신의 문제를 해결하고 주변의 자원을 동원하는 능력으로써 역동적이고 긍정적인 개념으로 보았다. 최근 급변하는 사회문화적 환경의 영향으로 쉽게 포기하는 젊은이들에게 자신의 강점과 유능감을 바탕으로 상황적 위기를 극복하며 이루고 싶은 꿈과 행복을 추구하는 임파워먼트를 향상시키는 것은 무엇보다 중요하다고 생각한다. 더욱이 대학생의 시기는 생애주기에 있어서 인생을 설계하는 중요한 시기이므로, 자신의 삶에 대한 자율성과 주도적인 통제력을 가지고 상황을 변화시키기 위해 문제를 적극적으로 해결하고 필요한 자원을 동원하는 임파워먼트를 키울 수 있는 구체적인 방안이 요구된다.
본 연구는 대학생의 정신건강 정도를 신뢰도와 타당도가 검증된 표준화된 심리검사를 사용하여 측정함으로써 연구의 정확성을 높이고자 하였다. 본 연구에서 사용한 MMPI-2 검사는 임상현장에서 정신병리 및 심리적 스트레스를 평가하고, 최근에는 개인의 성격성향을 평가하는 검사로도 활용하여[24], 학교 및 기업체, 지역사회 상담센터 등에서 널리 사용하고 있다. MMPI-2 검사를 통해 정신병리의 진단적 평가를 위해서는 MMPI-2의 척도별 점수뿐만 아니라 피험자 검사태도, 척도들 간의 연관성, 행태적 분석 등 면담과 여러 정보를 통합하는 과정이 필요하다[24]. 본 연구는 진단적 평가가 아닌 대학생의 일반적인 정신건강 정도를 살펴보고자 하였고, MMPI-2의 임상척도를 정신건강의 측정변수로 지정하여 측정오차와 요인계수를 고려한 정신건강의 잠재변수를 생성하여 분석함으로써 정신건강 측정의 정확성을 높이고자 노력하였다. 정신건강과 관련된 연구에서 사용되는 간이정신진단검사(SCL-90-R)는 신체화, 강박증, 대인예민성, 우울, 불안, 적대감, 공포불안, 편집증, 정신증의 9개 하위요인으로 구성되어 있고, 각 문항별 점수를 합하여 총합 점수가 높을수록 정신건강이 심리적으로 부적응 상태인 것으로 해석한다[10]. 그러나 간이정신진단검사는 검사에 임하는 피험자의 허위 응답과 같은 타당도를 검증할 방안이 없으며, 각 하위요인 간 동일한 백분위를 제시하지 못하는 단점이 있다. 그러나 MMPI-2는 검증된 타당도 척도들과 동형 T 분포를 사용한 점수를 제시하므로 정신건강을 측정하는데 더 적합하다고 판단하였다. 정신건강이라는 개념의 범주가 매우 광범위하여 연구자마다 다양한 조작적 정의를 통해 정신건강과 관련된 연구가 수행되고 있는 상황에서, 국가별로 신뢰도와 타당도를 검증해 표준화한 MMPI-2 도구를 활용해 정신건강을 연구하는 일은 국내뿐만 아니라 국제적 비교에도 유익할 것으로 사료된다. 그러나 비록 표준화된 심리검사라 할지라도 정신건강의 모든 범주를 포함할 수는 없으므로 본 연구결과의 해석에 주의가 요구되며, 조사방법의 제약으로 단지 심리검사 결과만을 사용하여 일반적인 정신건강 정도를 살펴보았으므로 추후 이에 대한 논의가 필요할 것이다.
본 연구는 대학생의 임파워먼트가 주관적 웰빙에 영향을 미치는 관계에서 지각된 스트레스와 정신건강의 이중 매개효과와 정신건강의 부분 매개효과를 확인하였다. 또한 지각된 스트레스와 주관적 웰빙의 관계에서 정신건강의 완전 매개효과를 확인하였다. 본 연구를 통해 임파워먼트와 주관적 웰빙 간의 관계에서 지각된 스트레스 및 정신건강의 매개효과를 확인함으로써 개념 간의 관계에 대한 이해를 도모하였다. 또한 대학생의 행복과 관련하여 정신건강의 중요성을 확인하였고, 임파워먼트가 주관적 웰빙에 영향을 미치는 강력한 요인임을 확인하여 연구의 범위를 확장시켰다. 대학생의 스트레스 지각의 감소와 정신건강의 증진을 위해 임파워먼트를 향상시키는 중재 프로그램 개발을 위한 이론적 기틀을 마련하였다. 본 연구는 대학생들의 정신건강을 최신의 규준이 반영된 표준화된 심리검사를 활용하여 측정하므로 연구의 정확성을 높였으며, 대학생의 임파워먼트가 주관적 웰빙을 증진시키는데 스트레스 지각 및 정신건강의 역할을 분석하였다는 데 의의가 있다.
본 연구의 결과에 근거하여 다음과 같이 후속 연구를 제언하고자 한다.
첫째, 대학생의 표집이 일개 대학에서 이루어졌기에 연구결과의 해석과 확대 적용에 있어 한계가 있다. 추후 다양한 지역과 대학을 포함한 연구로 확장할 필요가 있다.
둘째, 대학생들이 현실에서 경험하는 박탈감과 미래에 대한 불안으로 쉽게 포기해 버리는 상황에서 자신의 강점을 바탕으로 주도적인 삶을 이끌어 가는 임파워먼트의 의미를 탐색하는 질적 연구를 제언한다.
셋째, 대학생이 경험하는 지각된 스트레스와 정신건강에 미치는 다양한 요인들을 탐색하는 연구들을 통하여 임파워먼트 증진 프로그램을 개발하고 적용하여 대학생의 행복을 증진시키는 활동이 지속될 필요가 있다.
Figures and Tables
Table 2
Emp=Empowerment; PC=Personal competence; SD=Self-determination; GO=Group orientation; PS=Perceived stress; MH=Mental health; Hs=Hypochondriasis; D=Depression; Hy=Hysteria; Pd=Psychopathic deviate; Pa=Paranoia; Pt=Psychasthenia; Sc=Schizophrenia; Ma=Hypomania; SW=Subjective well-being; LS=Life satisfaction.; LE=Life expectancy.
References
1. Wikipedia Dictionaries [Internet]. The free encyclopedia;cited 2017 June 5. Available from: https://en.wikipedia.org/wiki/Hell_Joseon.
2. Shin AR. Seven out of ten men and women in the ‘N abandoned generation’ [Internet]. Moneytoday;2017. 02. 15. cited 2017 June 5. Available from: http://news.mt.co.kr/mtview.php?no=2017021508541661688&outlink=1&ref=http%3A%2F%2Fsearch.naver.com.
3. Kim JH. The effects of happiness on health. Korean J Stress Res. 2008; 16(2):123–141.
4. Kim BJ. A study of life events influenced on happiness of college students. Korean J Soc Pers Psychol. 2011; 25(1):115–135.
5. Myers DG. The funds, friends and faith of happy people. Am Psychol. 2000; 55(1):56–67. DOI: 10.1037/0003-066X.55.1.56.
6. Koo JS, Suh EK. Happiness in Korea: who is happy and when? Korean J Soc Pers Psychol. 2011; 25(2):143–166.
7. Kim JH, You JM, Suh KH, Lim SK, Kim SJ, Kim MH, et al. Is ‘life satisfaction’ satisfactory?: complementing the measurement of subjective well-being. Korean J Psychol Soc Issues. 2009; 15(1):187–205.
8. Kim JY. Study of factors affecting juvenile's mental health: comparing middle, high, university students. J Soc Humanit Stud East Asia. 2015; 31:493–534.
9. Bong WY, Jeong GC. The influence of perceived stress on subjective well-being: the mediating effect of resilience and spiritual experience. J Korea Contents Assoc. 2016; 16(2):566–579. DOI: 10.5392/JKCA.2016.16.02.566.
10. Lee SJ, Nam YO. Effects of empowerment on mental health of adolescents experienced high risk stress. Ment Health Soc Work. 2008; 30:136–161.
11. Zhang R. The stress-buffering effect of self-disclosure on Facebook: an examination of stressful life events, social support, and mental health among college students. Comput Hum Behav. 2017; 75:527–537. DOI: 10.1016/j.chb.2017.05.043.
12. McLaren S, Crowe SF. The contribution of perceived control of stressful life events and thought suppression to the symptoms of obsessive-compulsive disorder in both non-clinical and clinical samples. J Anxiety Disord. 2003; 17(4):389–403. DOI: 10.1016/S0887-6185(02)00224-4.
13. Kim JJ. An analysis of variables related to university student's suicidal ideation. Ment Health Soc Work. 2009; 32:413–436.
14. Kang SH. Predictors of academic achievement and dropout thinking among university students. J Educ Eval. 2010; 23(1):29–53.
15. Nam JY. The relationships between individual work factors and preparation of employment in university students. J Adolesc Welf. 2010; 12(4):353–374.
16. Ogunyemi AO, Mabekoje SO. Self-efficacy, risk-taking behavior and mental health as predictors of personal growth initiative among university undergraduates. Electron J Res Educ Psychol. 2007; 5(2):349–362. Available from: http://www.investigacion-psicopedagogica.org/revista/new/english/ContadorArticulo.php?132.
17. Griggs S. Hope and mental health in young adult college students: an integration review. J Psychosoc Nurs Ment Health Serv. 2017; 55(2):28–35. DOI: 10.3928/02793695-20170210-04.
18. Zimmerman MA. Psychological empowerment: issues and illustrations. Am J Community Psychol. 1995; 23(5):581–599. DOI: 10.1007/BF02506983.
19. Bolton B, Brookings J. Development of a measure of interpersonal empowerment. Rehabil Psychol. 1998; 43(2):131–142.
20. Shin SH. Moderating effect of intrapersonal empowerment on the relationship between subjective well-being and smartphone addiction in university students. J Korea Contents Assoc. 2016; 16(10):56–64. DOI: 10.5392/JKCA.2016.16.10.056.
21. Jerofke TA. Concept analysis of empowerment from survivor and nurse perspectives the context of cancer survivorship. Res Theory Nurs Pract. 2013; 27(3):157–172. DOI: 10.1891/1541-6577.27.3.157.
22. Oh J. The effect of family relations on the reduction stress of college students: moderating effect of empowerment. J Public Welf Adm. 2010; 20(1):127–149.
23. Joo ON, Moon SY. The mediation effect of mental health on the relationship between job stress and happiness of social workers in mental health facilities. Ment Health Soc Work. 2014; 42(1):114–143.
24. Han KH, Kim JS, Lim JY, Lee JH, Min BB, Moon KJ. Minnesota Multiphasic Personality Inventory II (MMPI-II) Mannual. Seoul: Maumsarang;2011. p. 366.
25. Kim HS. Development of a measure of youth empowerment. J Korean Soc Child Welf. 2002; 14:91–113.
26. Kim EM, Yang YH, Lee HY, Yu M. Factors influencing subjective happiness in Korean nursing students. J Korean Acad Soc Nurs Educ. 2016; 22(3):294–303. DOI: 10.5977/jkasne.2016.22.3.294.
27. Kwon RH. The effect of positive psychotherapy program for the empowerment on depression, optimism, and psychological well-being of the runaway adolescents. Korean Juv Prot Rev. 2015; 28:33–63.
28. Song GO. Validation of the Korean version of the mental health recovery measure. Ment Health Soc Work. 2010; 34:154–188.
29. Kim HJ. The Relationship between career decision-making self efficacy and Well-being: mediating effects of empowerment. Korean J Youth Stud. 2014; 21(4):181–201.
30. Park BS, Lim SO, Bae SW. A meta-analysis on the variables related with quality of life among persons with severe mental illness. Ment Health Soc Work. 2013; 41(3):63–92.