1. 연구의 필요성

우울은 오늘날 세계 여성의 질병관련 장애의 주요 원인이 되었다. 우울의 여러 위험인자 중 성별과의 관련성은 잘 알려진 사실로 실제로 우울의 유병률은 여성이 남성에 비해 두 배 가량 높다[1]. 특히 여성의 생애주기 중 생식과도기에 해당하는 폐경전후기는 정신장애에 대한 감수성이 증가하는 기간으로, 이 시기에 해당하는 여성의 약 20%가 심한 우울 증상을 겪고 있다[2]. 이 시기의 우울에 대한 원인으로 호르몬 변화 외에 폐경을 겪으며 더 이상 젊지 않다는 상실감과 여성으로 살아오면서 받았던 불공평한 사회·문화적 요인들에 따른 점들도 보고되어 왔다[3]. 폐경전후기 여성의 우울은 폐경을 겪으며 위험성이 더욱 증가하고, 폐경전후기에 겪게 되는 여러 신체적·심리적 증상의 강도는 우울증의 강도와 밀접한 관련이 있다[4]. 폐경전후기 여성이 느끼는 우울은 여성의 삶의 질에 직접적인 영향을 미치게 되며, 이후 노년기의 삶에도 영향을 미치므로 주의 깊게 다뤄야할 건강 문제이다.

사회경제적상태가 낮을수록 우울 수준이 높다는 것은 건강불평등 및 사회인과적 관점에서 비교적 일관되게 보고되어 왔다[5, 6]. 낮은 사회경제적상태(socioeconomic status [SES])는 다양한 원인으로 인한 사망률 및 이환율 증가와 관련이 있다. 사회경제적상태에 의한 건강불평등은 부분적으로 건강관리, 영양 및 위생적인 생활환경 같은 기본적인 분배의 차이 때문이나[7], 사회경제적상태가 높다고 하여 반드시 건강 결과가 좋게 나타나는 것은 아니다. Gallo와 Matthews [8]는 특히 사회경제적상태가 건강에 미치는 영향 관계에서 정서적 요인에 초점을 두어 예비자원모델(The Reserve Capacity Model [RCM])을 제시하였다. RCM에 따르면 사회경제적상태가 낮은 경우 개인이 가진 자원의 소진이 더 빠르고 미래를 위한 자원의 보충에도 제한이 있다[8]. 또한 저용량의 자원은 스트레스를 증가시키고 부정적인 감정을 느끼게 하여 정신적 및 신체적 건강상태에도 악영향을 미친다[8, 9]. 요약하면 RCM은 예비자원에 해당하는 개인 내 자원과 개인 간 자원이 사회경제적상태와 건강을 매개한다고 제안하고 있으며, 개인 내 자원으로는 자아존중감 등을 개인 간 자원으로는 사회관계망 같은 자원을 예로 들고 있다[8]. RCM에 따르면 사회경제적상태가 높다고 하여 반드시 긍정적인 건강 결과를 보이지 않으며, 사회경제적상태의 변화에 따라 다양한 매개변수를 통한 경로를 살펴보는 것이 필요하다고 하였다[8].

자아존중감은 우울에 영향을 미치는 대표적인 요인이며[6, 10], 자아존중감이 낮아지면 삶의 만족도가 낮아지게 되어[11] 폐경전후기 여성의 건강한 중년기 생활과 삶의 만족도를 위해서 자아존중감을 증진시킬 필요가 있다. Sacco와 Phares [12]는 자아존중감 증진모델(self-esteem enhancement model)을 사용하여 자존감이 낮은 사람은 우울증에 노출되고, 대인관계에서 부정적 피드백에 집중하므로 우울증이 더 심해진다고 설명하였다. 자아존중감이 향상되면 우울의 수준을 낮출 수 있어서[13] 폐경전후기 여성의 우울을 예방하고 관리하기 위한 방안으로 자아존중감 향상을 위한 중재가 필요하다는 연구 결과가 있다.

폐경전후기 여성의 행복감은 건강상태, 경제적 상태, 사회적 지원과 같은 기본적 욕구와 여가생활에 대한 만족, 일에 대한 만족 등 긍정적인 사고를 포함하는 심리적 욕구, 자기 성취 등의 행복이 영향을 미친다[14]. 폐경전후기 여성의 행복감은 신체화, 우울, 불안과 같은 정신건강과 부적 상관 관계를 보였다[15]. 그러나 폐경전후기 여성의 행복감에 영향을 미치는 요인에 대한 연구에 비해 행복감이 우울에 미치는 영향에 대한 연구는 미비한 실정이다.

가족관계 및 사회적 친분관계에 대한 만족도는 폐경전후기 여성의 우울변화에 유의미하게 영향을 미친다고 보고된 바 있다[16]. 우울한 여성은 우울한 남성보다 타인과 관계를 맺는 것에서 문제를 경험할 가능성이 높고[17] 대인관계에 부적응하는 환경에 더욱 취약하게 한다[18]. 이처럼 여성은 남성보다 관계중심적인 측면이 있으므로[19] 가족과 사회적 친분관계는 우울에 영향을 미치는 심리적인 요인으로 고려되어야 하는 변수 중 하나이다.

본 연구는 한국복지패널의 원자료를 이용하여 폐경전후기 여성의 사회경제적상태와 우울 사이에 관계를 이해하기 위하여 RCM을 평가하였으며, 이 과정에서 자아존중감, 행복감, 가족관계 및 사회적 친분관계 만족도의 매개효과를 검증하고자 한다. 이를 통해 폐경전후기 여성의 우울 감소를 위한 중재 방안 마련을 위한 기초자료를 제공하고, 궁극적으로 폐경전후기 여성의 건강증진과 폐경기 이후 삶의 질 향상을 위한 대책 마련을 모색하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 Gallo와 Matthews [8]의 RCM을 적용하여 폐경전후기 여성에게서 사회경제적상태가 우울에 미치는 영향을 설명하고 예측하기 위한 가설적 경로모형을 구축하여 가설적모형과 실제 자료 간의 적합도를 검증하고 경로 및 효과를 검증하는 것이다. 이 과정에서 자아존중감, 행복감, 가족관계 만족도, 사회적 친분관계 만족도의 매개효과를 확인하고자 한다.

3. 연구의 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구에서는 Gallo와 Matthews의 RCM을 이론적 기틀로 사용하였다. Gallo와 Matthews는 정서적 요인이 사회경제적상태와 건강 불평등 사이에 어떠한 관련이 있는지 이해하기 위한 이론적 기틀인 RCM을 제시하였다[8]. RCM은 사회경제적상태에 따른 건강 격차를 설명하기 위한 대표적인 이론 중 하나로 이 이론에 따르면 스트레스를 처리하는 예비 능력의 결핍과 함께 낮은 사회경제적상태는 부정적인 감정과 인지를 불러 일으켜 건강을 약화시킬 수 있다[20]. 즉 부정적인 감정과 인지는 심리사회적 경로로 작용할 수 있고 사회경제적상태가 낮은 개인의 건강상의 불이익을 초래한다고 하였다.

RCM은 사회경제적상태가 낮은 사람들이 사회경제적상태가 높은 사람들에 비해 매우 유해하거나 잠재적으로 위협적인 상황을 빈번하게 경험하며, 보상 또는 잠재적으로 유익한 상황을 덜 자주 경험한다고 설명한다[8]. 낮은 사회경제적상태 환경은 일상적인 어려움과 스트레스를 더 많이 경험하며, 이를 관리하는 개인의 예비능력(reserve capacity)을 감소시켜 부정적인 감정과 인지에 대한 취약성을 증가시킨다고 하였다[8]. 예비능력으로 자아존중감, 낙관주의 같은 개인 내 자원과 사회적 지지 및 사회관계망과 같은 개인 간 자원이 정서적인 고통과 신체적 건강에 연결되는 경로를 설명하고 있다[8]. 이에 따라 본 연구는 개인 내 자원으로 자아존중감과 행복감을, 개인 간 자원은 가족관계 만족도와 사회적 친분관계 만족도로, 정신적 건강 상태는 우울로 구성하였다. 선행연구를 통해 자아존중감[13], 행복감[15], 가족관계 만족도[19], 사회적 친분관계 만족도[16]가 폐경전후기 여성의 우울에 영향을 미치는 것을 확인하였다. 이러한 이론적 개념틀과 선행연구를 기반으로 변수 간의 관계는 사회경제적상태가 자아존중감, 행복감, 가족관계 만족도, 사회적 친분관계 만족도, 우울에 영향을 미치고, 자아존중감, 행복감, 가족관계 만족도, 사회적 친분관계 만족도는 우울에 영향을 미치는 경로를 설정하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework of the study based on the RCM.
RCM = Reserve Capacity Model.

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RCM은 단순히 사회경제적상태가 건강에 미치는 영향에 초점을 두기보다, 사회경제적상태와 건강 사이에 영향을 매개하는 예비능력에 초점을 둔 모형이다. 폐경전후기의 우울과 관련된 연구에서 RCM을 적용한 연구는 부족한 실정이며, 사회경제적상태가 건강에 미치는 경로는 다양하기 때문에 단순히 사회경제적상태만 살펴볼 것이 아니라 다양한 매개변수를 통하여 경로를 살펴보고자 본 연구를 진행하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 폐경전후기 여성의 사회경제적상태가 우울에 미치는 영향을 자아존중감, 행복감 및 사회적 친분관계 만족도의 매개효과를 중심으로 알아보기 위해 보건사회연구원의 한국복지패널 자료를 이용하여 이차 분석하는 단면 조사 연구이다.

2. 연구 자료

한국복지패널(Korea Welfare Panel Study) 조사는 외환위기 이후 빈곤층, 근로빈곤층, 및 차상위층의 규모와 생활실태 변화를 파악하여 정책형성 및 정책지원에 기여하기 위하여 시행되었다. 2006년 1차 원 표본 가구 7,072가구 조사를 시작으로 16차 조사에는 원표본가구 3,816가구를 포함하여 총 6,240가구가 조사 완료되었다. 또한 지역적으로 제주도 및 가구유형에 농어가를 포함하여 전국적인 대표성을 지니고 있는 자료이다[21].

한국복지패널 16차(2021년) 원시 자료를 다운받아 성별(h1601_4) = 2로 여성인 경우만 선택하였다. 나이의 경우 태어난 연도(h1601_5) 변수를 실제 데이터 조사 연도인 2020-태어난 연도로 계산하여 만 나이를 산출 후, 만 나이 45세 이상, 55세 이하인 대상자만 선택하여 946명의 표본을 추출하였다. 이 중 연구 모형에 투입할 독립변수, 매개변수 및 종속변수 중 한 가지의 변수라도 결측 값이 있는 175명을 제외한 결과 최종 대상자는 771명으로 선정하였다.

3. 연구 변수

4. 윤리적 고려

본 연구는 보건사회연구원에서 수집한 한국복지패널 이차자료를 이용한 연구로, 해당 자료에 연구 대상자의 개인식별정보가 포함되지 않아 연구수행에 앞서 본 연구자가 소속된 가톨릭대학교 기관생명윤리위원회(Institutional Review Board)로부터 심의 면제 승인(IRB No. 2022-1568-0001)을 받은 후 진행하였다. 연구와 관련된 파일과 자료는 연구 기간이 만료된 즉시 폐기할 예정이다.

5. 자료분석

자료분석을 위해 ADNACO 2.3.1 [27]과 Mplus 8.4 [28] 프로그램을 이용하였으며, 구체적인 분석방법은 다음과 같다.

대상자의 일반적 특성은 빈도와 백분율을 구하는 빈도분석을 실시하였으며, 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s alpha를 이용한 신뢰도 분석을 실시하였다. 측정도구는 평균, 표준편차의 기술통계분석을 실시하였으며, 정규성은 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)로 계산하였다.

측정도구 간 관계는 Pearson 상관분석을 실시하였으며, 각 경로에 대해 표준화계수값을 도출하였고, 간접경로의 매개 효과를 분석하기 위해 부트스트래핑을 500번 반복하는 방법을 이용했으며, 도출된 95% confidence interval (CI) 값 중, 하한치와 상한치 사이에 0을 포함하지 않을 경우에 유의한 것으로 판단하였다. 모형의 적합도는 절대적합지수인 χ² 통계량, χ²/df, Comparative Fit Index (CFI), Tucker–Lewis Index (TLI), standardized root mean residual (SRMR), root mean square error of approximation (RMSEA)로 평가하였다.

1. 대상자의 일반적 특성과 주요 변수의 서술통계

본 연구 대상자는 40대가 47.9%, 50대가 52.1%였으며, 평균 연령 49.9 ± 3.18세였다. 사회경제적상태에 해당하는 독립변수 중 학력이 고졸 이하인 경우가 61.1%, 직업이 있다고 응답한 대상자가 70.9%, 소득수준은 중위소득 60% 이상인 경우가 89.5%였다. 교육수준, 고용상태, 소득수준을 종합한 사회경제적상태의 평균은 1.99 ± 0.58로 나타났다. 매개변인인 대상자의 자아존중감은 평균 32.00 ± 11.76점, 행복감 점수는 평균 7.01 ± 2.62점, 가족관계 만족도는 평균 3.99 ± 0.31점, 사회적 친분관계 만족도는 평균 3.77 ± 0.35점, 우울은 평균 2.65 ± 14.69점으로 확인되었다. Kline [29]에 따라 변수의 정규성 여부를 판단하기 위해 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 모든 변수의 왜도는 절대값 3 이하, 첨도는 절대값 10 미만으로 정규성을 확보하였음을 확인하였다(Table 1).

Table 1
Characteristics of Participants (N = 771)

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2. 주요 변수의 상관관계와 다중공선성

모형검정에 앞서 분석에 투입되는 변수들 간의 상관관계를 Table 2에 제시하였다. 우울은 사회경제적상태(r = - .17, p < .01), 자아존중감(r = - .48, p < .01), 행복감(r = - .32, p < .01), 가족관계 만족도(r = - .10, p < .01)와 유의한 음(-)의 상관관계를 보였지만, 사회적 친분관계 만족도와는 유의한 상관관계를 보이지 않았다. 본 연구에 사용된 주요 변수들 간의 상관계수는 절대값이 0.5 미만으로 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인하였다[30].

Table 2
Correlations between Variables (N = 771)

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3. 가설모형의 적합도

본 연구 모형의 적합도 지수는 χ² = 879.35 (p < .001), df = 15이었으며, CFI = 1.00, TLI = 1.00으로 기준치인 .90 이상이었으며, SRMR = .00, RMSEA = .00으로 .90보다 작아 적합함을 확인하였다[31].

4. 경로모형 분석결과

각 경로 별 표준화계수로 영향력을 분석한 결과는 Table 3, Figure 2에 제시하였다. 먼저 직접효과를 살펴보면 독립변수인 사회경제적상태는 종속변수인 우울에 대해 유의하게 영향을 미치지 못하였다. 그러나 사회경제적상태는 매개변수인 자아존중감에 대해(β = .30, p < .001), 행복감에 대해(β = .24, p < .001), 가족관계 만족도에 대해서(β = .12, p = .004), 사회적 친분관계 만족도에 대해서(β = .18, p < .001) 모두 유의하게 정의 영향을 미치는 것으로 나타났다.

Figure 2
Path diagram of variables.
^*p < .05, ^**p < .01, ^***p < .001.

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Table 3
Direct and Indirect Path Effect (Standardization) (N = 771)

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매개변수의 우울에 대한 직접효과를 살펴보면 사회적 친분관계 만족도는 유의하게 영향을 미치지 못하지만, 자아존중감은 (β = - .33, p < .001), 행복감 점수는(β = - .30, p < .001), 가족관계 만족도는(β = - .08, p = .030) 모두 유의하게 음(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다.