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J Korean Acad Fundam Nurs > Volume 23(3); 2016 > Article
간호대학생의 사회적 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감이 자살생각에 미치는 영향

Abstract

Purpose

This study was done to examine whether risk of suicidal ideation in nursing students as related to social support and ego-resilience, and whether subjective wellbeing mediated the relationships.

Methods

Structural equation modeling was applied to test the model in which ego-resilience and social support from family, friends, and others were considered as exogenous variables and subjective wellbeing as a mediating variable. The participants were 285 nursing students who completed self-report measures including the Suicidal Ideation Questionnaire, the Multidimensional Scale of Perceived Social Support, the Ego-Resiliency Scale, and the Index of Wellbeing.

Results

Results show that higher scores on family support and ego-resilience were positively associated with subjective wellbeing and negatively with suicidal ideation. Subjective wellbeing mediated the relationships between family support and suicidal ideation, and also ego-resilience and suicidal ideation. Among the three social supports, only family social support had both direct and indirect effects on suicidal ideation.

Conclusion

Findings suggest that family support is a useful resource in the prevention of suicidal ideation in nursing students and building supportive relationship with family should be considered as the first step in suicide prevention strategies. Also enhancing ego-resilience could play an important role to reduce suicide risk through promoting well-being.

서 론

연구의 필요성

자살은 우리나라 주요 사망원인 가운데 하나이며, 우리나라는 OECD 국가 가운데 자살률이 증가하는 소수 국가에 해당할 뿐 아니라 자살률의 증가 속도와 절대 수치에 있어서도 상위권에 속해 있다. 특히 젊은 층에서 자살로 인한 사망 비율이 높은데 10~30대 연령층에서는 자살이 첫 번째 사망원인이며, 40~50대에서도 두 번째 순위를 차지하고 있다[1]. 이렇게 대학생을 비롯한 젊은 연령층에서 자살이나 자살생각이 많은 원인으로 우리나라의 경우 입시위주의 교육으로 대변되는 극심한 경쟁과 그에 따른 스트레스, 학업이나 경제적 문제, 그리고 독립된 성인으로서의 책임감으로 인한 압박감 등이 언급되고 있다[2]. 자살률이 증가하면서 자살예방을 위한 다양한 사회적 노력과 함께 자살 실태와 위험요인을 탐색하는 연구들이 진행되고 있으며[1,3], 최근에는 자살과정을 위험 요인 뿐 아니라 보호요인의 관점에서도 접근할 필요가 있다는 견해도 제시되고 있다[4].
일반적으로 자살은 자살생각, 자살시도, 자살행동의 과정으로 발전되는데 자살생각의 경우 자살을 행동으로 옮기기 이전 단계로서 자살시도나 자살행동 보다 경험 비율이 더 높게 나타나고 있다[5]. 일례로 청소년들을 대상으로 한 조사에서 자살을 계획하고 시도한 비율이 각각 3.9%와 3.1%인 반면 자살생각을 경험한 비율은 11.5%에 이르렀고, 자살생각을 갖게된 이후 첫 1년 이내에 자살을 계획하고 시도하는 경향이 있는 것으로 나타났다[5]. 따라서 자살생각 관련 변수들의 관계를 파악하는 것은 자살생각이 자살계획 수립이나 자살시도와 같이 구체적인 행동으로 악화되는 것을 방지하여 자살을 예방하는데 도움이 될 것이다.
대학생 가운데서 간호학을 전공하는 학생은 학업과정에서 전문지식과 임상기술의 습득 뿐 아니라 임상 적응능력도 배양해야 하며, 과중한 교과과정, 엄격한 행동규범, 간호사 국가시험에 합격해야 한다는 심리적 중압감으로 인해 일반 대학생보다 많은 부담을 경험하고 있다[3,6]. 또한 여학생들의 자살생각 정도가 남학생들보다 유의하게 높으며[2], 간호대학생들이 일반 대학생들에 비해 우울과 스트레스, 자살생각 간에 강한 상관관계를 보이고 있다[3]. 이러한 배경에서 간호대학생을 대상으로 자살생각 실태를 조사하거나 자살생각에 영향을 미치는 변수들에 대한 연구가 수행되거나 자살생각 관련 변수들의 상호 관련성과 자살에 대응하는 개인적 자원의 효과에 관한 연구도 일부 이루어지고 있다. 하지만 이들 연구에서 자살과 관련이 있는 것으로 다루어지고 있는 요인들은 주로 스트레스와 우울[3], 자아존중감[6] 등에 한정되어 있다. 따라서 간호대학생의 자살생각을 둘러싼 개념들의 관계를 폭 넓게 이해하기 위해서는 선행문헌에서 자살 보호요인으로 언급되고 있는 사회적 지지[7,8]나 자아탄력성[9,10], 안녕감[11,12] 등이 자살생각에 미치는 영향 정도와 이들 사이의 관계성을 분석할 필요가 있다.
사회적 지지는 자살에 영향을 미치는 요인 가운데 하나로서 자살에 대응하는 개인의 외적 자원이며, 자살생각이나 행동을 감소시키는 대표적 보호요인으로 평가되고 있다[7]. 사회적 지지는 삶에 대한 안정감과 함께 개인의 건강이나 안녕감을 증진한다. 또 다른 사람으로부터 필요한 자원을 공급받을 수 있다는 기대감으로 인해 자신이 처한 상황을 보다 긍정적으로 인식하게 하여 개인의 역할을 강화하는 완충 역할을 한다[13]. 이 같은 사회적 지지의 역할은 국가나 문화적 차이와 관계없이 일정하게 나타나는 것으로 보고되고 있는데 미국인을 대상으로 사회적 지지와 자살과의 관계를 조사한 연구[7]를 보면 높은 수준의 사회적 지지를 받은 사람들은 사회적 지지가 낮은 사람들에 비해 일생동안 자살시도가 30% 감소한 것으로 나타났다. 이 같은 결과는 영국인을 대상으로 실시한 경우[7]에서도 동일하게 나타나 사회적 지지가 자살행동을 방지하는 보호요인으로 작용함을 확인할 수 있다. 이는 사회적 지지가 개인이 외부환경 변화에 대처하는 것을 돕는 보조적 자원으로 작용하거나 외부환경을 통제할 수 있다는 신념과 자아존중감을 강화시키기 때문이라고 해석되고 있다[13].
하지만 일부 연구에서는 사회적 지지의 유형에 따라 그 영향이 다르게 나타나고 있어 이에 대한 보다 상세한 탐색이 필요한 것도 사실이다. 사회적 지지의 유형에 따라 자살생각에 미치는 영향의 차이에 대해서는 아직 연구가 미흡한 실정이나 자살과 관련이 있는 우울의 경우 증상의 발현이 사회적 지지의 유형에 따라 다르게 나타나는 것으로 보고되고 있다[13,14]. 즉, 동료 지지는 우울 증상의 증가에 예측요인이 되지 못하였던 반면 가족 지지의 결핍은 우울 증상의 증가와 관련이 있는 것으로 나타났다[14]. 이를 통해 자살생각 역시 사회적 지지의 유형에 따라 그 영향이 다를 수 있음을 유추할 수 있다. 따라서 자살생각에 미치는 사회적 지지의 영향을 사회적 지지를 제공하는 주체에 따라 유형별로 살펴본다면 사회적 지지의 효과를 파악하는데 도움이 될 것이다.
자살의 보호요인으로 다루어지고 있는 개념 가운데 또 다른 하나는 자아탄력성이다. 자아탄력성은 외부환경에 맞춰 행동을 수정하고 유연하게 반응하는 개인의 총체적인 능력을 의미한다[9]. 사회적 지지가 개인의 외적 자원이라면 자아탄력성은 내적 자원이라 할 수 있다. 자아탄력성은 외부 환경변화에 따른 적응 과정에서 나타나는 일회성 행동이 아니라 개인적 특성으로 내재화된 것으로 외부환경 변화에 맞추어 적절하게 적응하는 능력이라 할 수 있다[15]. 자아탄력성의 관점에서 보면 탄력적인 사람은 외부 환경에 적응하기 위해 꼭 필요한 수준으로 자신을 통제하는 반면 탄력적이지 못한 사람은 자신을 필요한 수준 이상이나 이하로 통제하는 비효율이 발생하게 된다[10]. 자아탄력성의 이 같은 속성은 자살시도의 위험을 감소시키는 작용을 한다. 선행연구를 보면 자살시도 경험이 있는 환자는 그렇지 않은 환자에 비해 자아탄력성이 낮았으며[9], 자아탄력성이 낮은 성인에서 자살 위험이 증가하는 것으로 나타났다[16]. 이러한 결과를 고려할 때 자아탄력성은 자살생각에도 영향을 미칠 수 있으며, 연구대상에 따라 그 영향 정도가 달라질 수 있어 자살생각과 관련한 연구가 필요한 상황이다.
한편 안녕감은 개인의 삶의 질, 행복, 삶에 대한 만족, 양호한 신체적 및 정신적 건강 경험을 포괄하는 개념이다[17]. 안녕감은 개인이 느끼는 삶에 대한 만족감이라는 측면에서 자아수용, 타인과의 긍정적 관계, 자율성, 삶의 목적, 개인성장 등과 정적 관계를 가지며, 긍정적 심리 상태를 의미하는 개념이므로 자살생각에도 직접적, 간접적 영향을 미치고 있다[11]. 선행연구를 보면 우리나라 노인들을 대상으로 한 연구에서는 안녕감이 자살생각에 약한 정도의 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다[11]. 또 중국인을 대상으로 한 연구에서도 안녕감은 자살생각과 부적 관계를 보였으며, 안녕감을 신체적 안녕감과 심리적 안녕감으로 세분하였을 때 심리적 안녕감이 신체적 안녕감 보다 자살생각에 더 많은 영향을 미치는 것으로 보고되었다[12]. 이들 연구를 통해 안녕감이 자살생각에 영향을 미치는 것은 확인할 수 있으나 영향의 정도는 연구에 따라 다르게 나타나고 있다. 이에 따라 간호대학생들을 대상으로 안녕감이 자살생각에 미치는 영향을 파악하는 것은 자살의 보호요인에 대한 이해를 넓히는데 기여할 것이다.
이상에서 보듯이 자살 위험에 대해 보호작용을 하는 사회적 지지나 자아탄력성, 주관적 안녕감과 같은 개인의 외부 및 내부 자원과 자살생각의 관계를 파악한다면 자살 예방을 위한 효과적인 방안 마련에 도움이 될 것이다. 그리고 이를 통해 간호대학생들의 대학생활 적응을 돕고 보다 건강한 삶을 누릴 수 있도록 하는데도 기여할 수 있을 것이다.

연구 목적

본 연구는 간호대학생의 자살생각에 대한 구조방정식 모형을 구축하고 이에 대한 검증을 통하여 변인들의 관계를 규명하는 것을 목적으로 하였으며, 세부 목적은 다음과 같다.
첫째, 대상자의 사회적 지지 유형, 자아탄력성, 주관적 안녕감, 자살생각 정도를 파악한다.
둘째, 대상자의 사회적 지지 유형과 자아탄력성, 주관적 안녕감, 자살생각으로 구성된 가설적 모형을 구축하고 모형의 적합도를 검증한다.
셋째, 대상자의 자살생각에 영향을 주는 변수들 간의 직접 효과와 간접효과를 파악한다.

연구 방법

연구 설계

본 연구는 간호대학생의 사회적 지지 유형, 자아탄력성, 주관적 안녕감 및 자살생각 사이의 관계를 파악하기 위해 가설적 모형을 구축하고 모형의 적합도를 검증하는 공분산 구조 분석 연구이다.

연구의 개념적 기틀 및 가설적 모형

본 연구에서는 Horowitz 등[4]의 청소년 자살진행모형을 근거로 하였다. 청소년 자살진행모형은 청소년의 발달과정에서 자살 위험요인이 집중될 때 자살생각이 자살로 진행되는 과정을 다루고 있으며, 이 과정에서 밀접한 가족관계나 강한 친구관계, 종교적 또는 문화적 신념, 탄력적인 성격과 같은 보호요인의 역할을 설명하였다. 이에 본 연구에서는 보호요인이 자살생각에 미치는 영향을 분석하기 위해 사회적 지지를 외적 보호요인으로, 자아탄력성과 주관적 안녕감을 내적 보호요인으로 선정하였다. 외적 보호요인의 경우 사회적 지지의 유형에 따라 자살생각에 미치는 영향이 다른지를 검증하기 위해 사회적 지지를 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지의 세 가지로 세분하였다.
연구모형의 각 변수간 관계를 설정하기 위해 문헌고찰을 통해 사회적 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감 및 자살생각의 관계를 분석하였다. 먼저 사회적 지지와 자살생각의 관계를 보면 사회적 지지는 자살생각이나 자살시도와 부적 관계를 가진다[7,8]. 사회적 지지는 스트레스를 완화하고 자살을 생각하게 만드는 절망감을 방지하는 역할을 하여, 자살생각 감소의 예측인자로 보고되고 있다[18]. 또 사회적 지지를 적게 받는 집단은 인지적 와해 수준이 높아질수록 자살생각이 급격히 증가하는 양상을 보이는 반면 사회적 지지를 많이 받는 집단은 인지적 와해 수준이 높아져도 자살생각이 크게 증가하지 않는 양상을 보였다. 이는 사회적 지지가 인지적 와해로 인한 자살생각의 증가를 완충해주는 효과가 있음을 의미한다[8]. 다음으로 자아탄력성은 안녕감에 정적인 영향을 미쳤고[19], 자신과 세계, 미래에 대한 긍정적 인지와 정적 상관관계를 보였으며, 자아탄력성이 높은 사람은 보다 긍정적인 인식을 하고 삶의 만족도가 더 높게 나타났다[20]. 반면에 낮은 자아탄력성은 자살행동의 위험요인으로 보고되고 있어[9] 자살생각과 부적 관계를 가질 것으로 예상할 수 있다. 안녕감은 사회적 지지 및 자아탄력성과 정적 관계가 있으며[19], 자살 생각과는 부적 관계가 있는 것으로 나타났다[11,12].
이러한 선행연구결과를 바탕으로 가설적 모형에서 사회적 지지인 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지와 자아탄력성이 자살생각에 직접적인 영향을 미치는 경로를 설정하였다. 다음으로 삶에 대한 만족을 의미하는 주관적 안녕감이 자살생각에 직접적인 영향을 미치는 경로를 설정하였다. 끝으로 주관적 안녕감을 통해 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지, 자아탄력성이 자살생각에 간접영향을 미치는 경로를 설정하였다(Figure 1).

연구 대상

본 연구는 D시에 위치한 4개 대학교의 4년제 간호학과에 재학 중인 대학생을 근접모집단으로 하여 편의표출 하였다. 조사는 연구목적을 이해하고 자발적으로 조사 참여에 동의한 간호대학생 300명을 대상으로 하였으며, 자료는 응답이 부실한 15부를 제외하고 총 285부를 분석하였다. 최대우도법(maximum likelihood)을 이용하여 구조방정식모형분석을 하는 경우 일반적으로 추천되는 표본의 크기는 150~400이며, 일반적으로 표본의 크기가 200 이상이면 타당하다고 평가하므로[21] 본 연구의 표본 수는 권장 최소 표본의 크기를 충족하였다.

연구 도구

● 사회적 지지

사회적 지지는 Zimet 등[13]이 개발하고, Shin과 Lee [22]가 번안한 사회적 지지 측정도구(Multidimensional Scale of Perceived Social Support: MSPSS)를 사용하였다. 이 도구는 각 4개 문항으로 이루어진 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지의 3개 하위영역으로 구성되어 있으며, 총 12개 문항으로 이루어져 있다. 각 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)까지 5점 척도를 사용하며 점수가 높을수록 사회적 지지가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Zimet 등의 연구[13]에서 사회적 지지 전체는 Cronbach’s α=.88, 하위영역별 Cronbach’s α는 가족 지지 .87, 친구 지지 .85, 기타 지지 .91이었다. Shin과 Lee의 연구[22]에서 사회적 지지 전체는 Cronbach’s α=.89이었다. 본 연구에서 사회적 지지 전체는 Cronbach’s α=.90이었으며, 하위영역별 Cronbach’s α=는 가족 지지 .89, 친구 지지 .90, 기타 지지 .93이었다.

● 자아탄력성

자아탄력성은 Block과 Kremen [10]이 개발한 자아탄력성 척도(Ego-Resiliency Scale: ERS)를 Yoo와 Shim [23]이 번역 및 수정․보완한 것을 사용하였다. 이 도구는 총 14개 문항으로 구성되어 있으며 1점(전혀 그렇지 않다)에서 4점(매우 그렇다)까지의 4점 척도로 점수가 높을수록 자아탄력성이 높음을 의미한다. 도구 개발 당시의 신뢰도는 Cronbach's α=.76이었으며[10], Yoo와 Shim의 연구[23]에서는 Cronbach's α=.67, 본 연구에서는 Cronbach's α=.79이었다.

● 주관적 안녕감

주관적 안녕감은 Campbell [24]의 안녕감 척도(Index of Wellbeing)를 Lee [25]가 번안한 후 인지적 안녕감 7점 척도를 응답자가 좀 더 쉽게 응답할 수 있도록 백분율 개념을 적용하여 0점∼10점 척도로 수정한 도구를 사용하였다. 이 도구는 삶에 대한 감정인 정서적 안녕감과 전반적인 삶의 만족도를 의미하는 인지적 안녕감의 2개 영역, 9문항으로 구성되어 있다. 정서적 안녕감은 8문항으로 두 개의 형용사를 짝지어 제시하고 있으며 1점(긍정 문항)에서 7점(부정 문항)의 7점 척도로 역산처리 하여 사용하였고 인지적 안녕감은 1문항으로 11점 척도이다. 주관적 안녕감 정도는 정서적 안녕감과 인지적 안녕감의 합으로 계산하며, 점수가 높을수록 주관적 안녕감이 높음을 의미한다. 정서적 안녕감의 신뢰도는 Campbell의 연구[24]에서 Cronbach's α=.89, Lee의 연구[25]에서 Cronbach's α=.90, 본 연구에서 Cronbach's α=.92였다.

● 자살생각

자살생각은 Reynolds [26]가 개발한 30문항의 7점 척도인 자살생각 척도(Suicidal Ideation Questionnaire: SIQ)를 Park [27]이 한국 청소년을 대상으로 신뢰도와 타당도를 고려하여 14문항으로 수정하고, Choi와 Kim [2]이 대학생에 맞게 일부 문항의 내용과 5점 척도로 수정·보완한 도구를 사용하였다. 이 도구는 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)까지의 5점 척도이며, 점수가 높을수록 자살생각 수준이 높다는 것을 의미한다. 도구의 개발 당시 신뢰도 Cronbach's α=.97이었으며[26], Park의 연구[27]에서 Cronbach's α=.96, Choi와 Kim의 연구[2]에서는 Cronbach's α=.93이었다. 본 연구에서는 Cronbach’s α=.92이었다.

자료 수집

본 연구는 연구수행 전에 E대학 생명윤리위원회 심의(EU14-12)를 받았고, 자료 수집은 2014년 6월 3일부터 6월 30일까지 연구대상자들이 속해 있는 학과의 동의를 얻고 진행하였다. 연구의 윤리적 측면을 고려하여 연구대상자에게 조사 실시 전에 연구목적과 내용, 익명성의 보장, 연구 참여자의 권리, 설문과정 중 원할 경우 중단할 수 있음과 설문 거부에 따른 불이익이 없음, 자료의 무기명처리 및 비밀보장, 연구목적 이외로는 사용되지 않음을 설명하였다. 자발적으로 연구참여에 동의한 대상자에게 서면동의를 받은 후 설문조사를 실시하였다. 연구자들이 설문지를 배포하고 설문 완료 후 개별적으로 수거함에 넣도록 하였다. 설문지 응답에 소요되는 시간은 15~30분 정도였으며, 설문 응답 완료 후 소정의 답례품을 제공하였다.

자료 분석 방법

자료 분석은 SPSS Win 21.0과 AMOS 20.0 프로그램을 이용하였으며, 세부적인 방법은 다음과 같다.
첫째, 대상자의 일반적 특성, 사회적 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감, 자살생각 정도는 기술통계를 이용하였다.
둘째, 도구의 신뢰도는 Cronbach’s alpha로 구하였다. 그리고 사회적 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감, 자살생각 사이의 관련성은 Pearson's Correlation Coefficient를 이용하였다.
셋째, 각 변수들의 정규성 검정은 왜도와 첨도를 조사하여 왜도의 절대값이 3.0, 첨도의 절대값이 10.0 미만인지[28] 확인하였다. 측정변수의 타당성을 분석하기 위해 1차 탐색적 요인분석을 통해 공통성이 .4 미만이거나 2개 이상의 요인에 요인적재값이 .5 이상인 문항들을 삭제하였다. 1차 탐색적 요인분석 결과와 원도구의 하위영역을 반영하여 하위요인을 분류하고 2차 탐색적 요인분석을 통해 타당성을 재확인하였다.
넷째, 구조방정식 모델 추정을 위해서는 최대우도법를 사용하였으며, 모형적합도 평가는 χ2, 적합지수(Goodness of Fit Index, GFI), 표준평균제곱잔차제곱근(Standardized Root Mean Square Residual, SRMR), 근사평균제곱근오차(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA), 터커-루이스지수(Turker-Lewis Index, TLI), 비교적합지수(Comparative Fit Index, CFI), 비표준적합지수(Normed Fit Index, NFI), 수정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI)를 이용하였다. 모형의 적합도는 GFI .90 이상, SRMR .05 이하, RMSEA .08 이하, TLI .95 이상, CFI .90 이상, NFI .90 이상, AGFI .85 이상을 기준으로 하였다[21].
다섯째, 모형의 총효과, 직접효과, 간접효과의 유의성 검정을 위해 부트스트래핑을 사용하였다.

연구 결과

대상자의 일반적 특성

대상자의 평균 연령은 20.46±2.29세였으며, 성별은 여학생이 88.1%로 대다수를 차지하였다. 학년은 2학년이 31.6%로 가장 많았으며, 종교는 56.8%가 없다고 응답하였으며, 있다고 응답한 경우는 기독교 27.4%, 천주교 8.1%, 불교 6.3% 순으로 나타났다. 가족의 소득은 200만원 이상 400만원 미만이 39.3%로 가장 많았다(Table 1).

연구변수에 대한 서술적 통계 및 상관관계

본 연구의 가설모형을 검증하기 이전에 변수간의 상관관계, 평균 및 표준편차를 분석한 결과는 다음과 같다(Table 2). 대상자의 사회적 지지 점수는 평균 46.54±7.30점이었으며, 점수 범위는 최소 22점에서 최대 60점으로 나타났다. 사회적 지지의 세 가지 하위영역은 가족 지지 15.83±2.98점, 친구 지지 16.25±2.59점, 기타 지지 14.47±3.69점이었다. 자아탄력성의 평균은 39.01±4.84점이었으며, 최소 28점에서 최대 56점의 범위에 분포하였다. 주관적 안녕감은 평균 43.95±9.68점이었으며, 최소 20점에서 최대 67점 사이의 분포를 보였으며, 하위영역으로 인지적 안녕감과 정서적 안녕감의 평균은 각각 7.53±1.71점과 36.42±8.39점이었다. 자살생각 점수는 평균 23.67±8.91점이었고 최소 14점에서 최대 57점의 분포를 보였다.
각 변수들의 상관관계를 보면 사회적 지지(r=-.51, p<.001), 자아탄력성(r=-.49, p<.001), 주관적 안녕감(r=-.57, p<.001) 모두 자살생각과는 통계적으로 유의한 부적 상관관계를 보였다. 그리고 사회적 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감은 각각 서로 유의한 정적 상관관계를 나타냈다.

연구변수의 정규성 검증 및 타당성 분석

측정변수에 대한 요인분석 결과 사회적 지지, 주관적 안녕감은 모든 문항에서 공통성이 .4 이상이었으며, 각 문항의 요인적재값도 단일 요인에만 .5 이상으로 나타나 모든 문항을 분석에 포함하였다. 그러나 자아탄력성은 탐색적 요인분석시 2개 문항의 공통성이 .4 미만으로 나타나 해당 문항을 분석에서 제외하였다. 자살생각은 모든 문항에서 공통성이 .4 이상이었으나 1개 문항에서 요인적재값이 2개 요인에 .5 이상으로 나타나 해당 문항을 제외하였다.
요인분석 결과를 토대로 사회적 지지는 도구의 세 가지 하위영역을 각각 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지로 반영하였다. 자아탄력성은 도구에 별도의 하위영역은 없었으나 요인분석에서 3개 요인이 추출되어 요인분석 결과에 따라 3개 요인으로 항목묶음을 하였다. 주관적 안녕감은 요인분석에서 단일 요인으로 나타났으나 도구의 하위영역이 2개로 나누어져 있어 이를 반영하여 최종적으로 2개 요인으로 구분하였다. 자살 생각은 도구에 별도 하위영역이 없어 요인분석에서 추출된 2개 요인으로 항목묶음을 하였다. 그리고 요인분석시 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)와 Bartlett 구형성 검정을 실시한 결과 KMO값은 .82~.93으로 양호한 수준이었으며, Bartlett 검정치도 모두 유의하였다(p<.001).
자료의 단변량 정규성을 검정하기 위해 왜도와 첨도를 확인한 결과 변수들의 왜도 절대값은 0.11~0.92, 첨도 절대값은 0.23~1.41의 범위에 분포하였으며, 히스토그램이 정규분포 형태를 보였다. 왜도의 절대값이 3.0, 첨도의 절대값이 10.0 미만이므로 변수들이 단변량 정규성 기준을 충족하였다. 그러나 다변량 정규성은 96.76으로 유의수준 .05에서 유의하지 않는 것으로 나타나 AMOS 프로그램의 부트스트래핑(bootstrapping)을 활용하였다.
측정변수들에 대한 다중공선성은 분산팽창요인과 공차한계를 이용하여 평가하였다. 측정변수들의 분산팽창요인은 1.30~2.36, 공차한계는 .42~.82로 나타나 자료는 다중공선성에 큰 문제가 없는 것으로 확인되었다.

모형의 적합도 검증

가설적 모형에 대한 검증결과 χ2= 353.03 (p<.001), GFI=.88, SRMR=.05, RMSEA=.08, TLI=.92, CFI=.94, NFI=.90, AGFI=.84로 나타나 적합도 지수가 대체로 양호하였으나 일부 지수의 경우 권장기준을 충족하지 못하였다. 이에 따라 모형의 적합도를 개선하기 위해 AMOS 프로그램에서 제시된 수정지수를 토대로 모형을 수정하였다. 모형의 수정은 외생잠재변수의 측정오차 사이의 상관을 허용하는 형태로 진행하였다. 모형의 수정 결과 적합도는 χ2=259.82 (p<.001), GFI=.92, SRMR=.05, RMSEA=.06, TLI=.95, CFI=.96, NFI=.93, AGFI=.88로 나타나 모두 권장기준을 초과하여 최종 모형으로 확정하였다(Figure 2).

가설적 모형의 효과분석

본 연구의 가설적 모형을 분석한 결과 총 9개의 경로 중 5개의 경로가 유의하게 나타났다. 사회적 지지 중 가족 지지에서 주관적 안녕감 경로(β=.43, p<.001)와 자살생각 경로(β=-.24, p=.023)는 통계적으로 유의하였다. 그러나 친구 지지와 기타 지지에서 주관적 안녕감 경로와 자살생각 경로는 모두 유의하지 않은 것으로 나타났다. 자아탄력성에서 주관적 안녕감 경로(β=.42, p<.001)와 자살생각 경로(β=-.24, p=.009) 모두 통계적으로 유의하였으며, 주관적 안녕감에서 자살생각으로의 경로 역시 유의하게 나타났다(β=-.42, p<.001)(Table 3).
각 변수 사이의 효과를 살펴보면 가족 지지와 자아탄력성이 주관적 안녕감에 미치는 유의한 직접효과가 있었고 이들 변수의 주관적 안녕감에 대한 설명력은 57.5% 였다. 가족 지지와 자아탄력성, 주관적 안녕감이 자살생각에 미치는 유의한 직접효과가 있었고, 가족 지지와 자아탄력성이 주관적 안녕감을 통해 자살생각에 유의한 간접효과가 있는 것으로 나타났다. 이들 변수의 자살생각에 대한 설명력은 62.4% 였다(Table 3).

논 의

본 연구에서는 간호대학생을 대상으로 사회적 지지를 가족 지지, 친구 지지, 기타 지지로 세분하고 이들 세 가지 유형의 사회적 지지와 자아탄력성, 주관적 안녕감이 자살생각에 미치는 영향을 파악하기 위해 연구모형을 구축한 후 각 변수의 관계와 효과를 분석하였다. 모형검증 결과 간호대학생의 자살 생각에 영향을 미치는 변수들은 가족 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감으로 나타났으며 직접효과와 간접효과가 유의하였다. 따라서 간호대학생의 자살생각에 영향을 주는 변수들 간의 관계를 가족 지지, 자아탄력성, 주관적 안녕감 순으로 논의하고자 한다.
분석 결과 가족 지지는 자살생각에는 부적인 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 선행연구[7]에서도 사회적 지지는 스트레스나 정신병리학적 어려움에 대응하도록 도움으로써 자살의 위험을 감소시키는 것으로 나타나 본 연구 결과를 뒷받침하고 있다. 그리고 가족 지지는 주관적 안녕감에 정적인 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 부모로부터의 지지가 안녕감 향상에 긍정적인 영향을 주고[29] 부모와 가족의 지지가 심리적 안녕감과 정적인 관계를 갖는다는 보고[7,13,14]와 같은 맥락이다. 이러한 결과는 간호대학생들의 경우 가족 지지의 지각을 통해 삶의 안정감과 자신이 필요한 자원을 공급받을 수 있다는 기대감을 얻게 되고 자신이 처한 상황을 보다 긍정적으로 인식하게 되어[13] 안녕감이 증진되는 것으로 해석할 수 있다. 또한 가족지지는 주관적 안녕감을 통해 자살생각에 영향을 미치는 간접효과도 유효하였다. 주관적 안녕감이 사회적 관계나 삶에 대한 만족을 의미[17]한다는 점을 고려할 때 가족 지지가 주관적 안녕감을 통해 자살생각에 영향을 미친다는 것은 가족 지지가 간호대학생에게 만족감이나 행복감을 증진시켜 자살생각을 감소시키는 효과를 발휘하는 것으로 이해할 수 있다.
사회적 지지와 자살생각의 관계를 다룬 그 동안의 연구들[7,8,17,18]은 주로 스트레스, 우울과 같은 위험요인이 자살생각에 영향을 미치는 과정에서 사회적 지지가 매개나 조절역할을 한다는데 초점을 맞추어 왔다. 앞서 언급한 연구결과를 통해 본 연구에서는 가족지지가 자살생각에 미치는 직접효과의 검증과 함께 가족지지와 자살생각 사이에서 주관적 안녕감의 매개효과를 파악함으로써 자살생각에 영향을 미치는 보호요인으로서 주관적 안녕감의 역할을 확인하였다.
가족 지지와는 달리 친구 지지와 기타 지지는 주관적 안녕감은 물론 자살생각으로의 경로 모두 유의하지 않아 사회적 지지의 제공 주체에 따라 주관적 안녕감과 자살생각에 미치는 영향이 다른 것으로 나타났다. 이러한 결과는 간호대학생에게 가족 자원은 주관적 안녕감을 증진시키고 자살생각을 감소시키는 효과가 있으나 친구나 다른 사람들은 주관적 안녕감을 증진하고 자살생각을 감소시키는데 유의한 효과가 없음을 의미한다. 이렇게 사회적 지지 유형 가운데 가족 지지만이 주관적 안녕감 및 자살 생각에 유의한 효과를 가지는 것은 우리나라 대학생들의 생활 형태와 문화적 특성을 반영한 결과로 보인다. 먼저 생활 형태와 관련하여 일반적으로 우리나라 대학생은 가족과 떨어져 독립적으로 생활하기 보다는 청소년기와 동일하게 가족과 함께 거주하는 경우가 많고, 가족과 떨어져 거주하는 경우도 경제적으로는 대부분 가족에 의존하는 생활을 하고 있다[3]. 이러한 생활 형태는 대학생들이 발달 이론의 관점에서는 청소년기를 지나 성인기에 접어들었지만 생활 전반에 걸쳐 여전히 가족의 영향을 많이 받고 있음을 뜻한다. 일례로 가족스트레스를 많이 느끼는 학생이 자살생각을 더 많이 하고[30]와 가족 지지가 기타 지지에 비해 우울과 더 강한 부적 상관관계[13]를 보이는 경향을 고려하면 가족의 역할이 중요함을 알 수 있다. 가족 의존적 생활 형태 뿐 아니라 대학생들의 경쟁적 문화도 가족 지지의 영향력을 높이는 원인으로 작용할 수 있다. 사회적 지지는 수혜자의 안녕감 증진을 목적으로 제공자나 수혜자에 의해 지각되는 자원교환[13]이므로 개인에게 의미 있는 사회적 지지는 직접 교류할 수 있고 자신의 속마음을 터놓고 교감할 수 있는 관계에서 얻어질 수 있다. 하지만 간호대학생들은 일반대학생들과 달리 과중한 교과과정 이수와 국가고시 준비로 인한 부담, 그리고 취업준비 등으로 인해 대학생활에서 폭 넓고, 깊은 인간관계를 형성하는 것이 쉽지 않은 상황이다[3,6]. 대학생들이 심리적으로 안정적일 때는 친구의 지지가, 안정적이지 않을 때 부모로부터의 지지가 안녕감 향상에 긍정적인 영향을 준다는 점[29]을 고려해 볼 때, 사회적 지지의 질적인 측면에서 가족의 영향력이 친구나 주변 사람들에 비해 높다고 할 수 있으며 결과적으로 가족 지지의 효과가 친구 지지나 기타 지지에 비해 더 높게 나타난다고 할 수 있다.
이러한 결과를 종합하면 사회적 지지의 제공 주체에 따라 지지의 효과가 다르게 나타나므로 자살 방지를 위한 사회적 지지 전략을 세울 때 가족 자원의 상황을 우선적으로 고려하여야 할 것이다. 간호대학생에게 가족이 지지 자원으로서 역할을 할 수 있는지를 먼저 검토하고 그 결과를 자살예방 전략에 반영할 필요가 있다. 간호대학생들이 일반대학생들에 비해 가족스트레스 정도가 유의하게 낮았던 점[3]을 보면 간호대학생들에게 있어 가족은 지지자원의 역할을 할 수 있을 것으로 보인다. 가족구성원과의 원만하고 지지적인 관계 형성은 주어진 어려움을 극복하고 삶에 대한 만족을 높이는데 유용한 자원이므로[14] 간호대학생의 자살 위험을 감소시키기 위해 가족 지지를 강화하는 전략이 효과적인 수단이 될 것이다. 자살예방을 위한 가족지지 강화를 위해 사회적 관계망에 대한 확인이 필요하고 가족과 학생들을 대상으로 가족 자원의 중요성을 알릴 수 있는 교육 등이 제공되어야 할 것이다. 더욱이 가족 지지가 주관적 안녕감을 거쳐 자살생각에 영향을 미치는 간접효과가 가족 지지에서 자살생각으로 가는 직접효과와 비슷한 수준으로 나타나 주관적 안녕감의 증진을 위한 전략 마련이 필요하다. 중재프로그램 등을 통해 간호대학생들의 삶에 대한 전반적인 만족감을 강화한다면 자살의 보호요인을 강화하는 효과를 기대할 수 있을 것이다. 아울러 향후 우울과 스트레스 등 자살생각과 관련 있는 위험요인들에 대한 연구와 별도로 주관적 안녕감과 같은 보호요인에 대해서도 추가 연구가 필요할 것으로 보인다.
한편 가족 지지와 같이 자아탄력성도 주관적 안녕감과 정적인 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자아탄력성이 대학생들의 심리적 안녕감에 정적 영향을 미치는 것으로 보고한 결과나 자아탄력성이 높은 학생들이 삶의 만족도가 높게 나타난 결과[19,20]와 상통하는 것이다. 자아탄력성이 자살생각에 미치는 영향도 유의한 부적 관계를 갖는 것으로 나타났는데 이 역시 자살시도 경험이 있는 환자는 그렇지 않은 환자에 비해 자아탄력성이 낮았고[9], 자아탄력성이 낮은 성인에서 자살 위험이 증가하는 것으로 나타난 기존 연구결과[16,30]를 지지하는 것이다.
자아탄력성은 외부 환경에 대한 개인의 적응력을 의미한다는[9] 측면에서 자아탄력성이 높은 간호대학생들은 자신에 대한 신뢰와 긍정적 인식이 강하여 주어진 여건에 보다 잘 적응하고 삶에 대한 만족이 높다. 그 결과 높은 자아탄력성은 주관적 안녕감의 향상과 자살생각의 감소를 가져오므로 자아탄력성이 자살의 보호요인으로 작용한다고 할 수 있다. 따라서 자살 방지를 위해서는 개인의 자아탄력성을 증진하므로써 자살의 보호요인을 강화하는 전략이 필요하다. 그러나 자아탄력성은 외부 환경변화에 대응하는 일회성 행동이 아닌 개인에게 내재화된 특성이므로[15] 단기간 내에 자아탄력성을 증진하기 어려워 지속적인 중재가 중요하다. 간호대학생들을 대상으로 자아탄력성을 증진하는 중재 프로그램을 적용하여 외부 환경변화에 대한 보다 객관적 인식과 긍정적 사고를 강화한다면 자신의 능력에 대한 신뢰와 올바른 문제해결 방안의 모색을 기대할 수 있을 것이다.
본 연구에서는 간호대학생의 사회적 지지와 자아탄력성, 주관적 안녕감을 개인이 갖는 외부 및 내부 자원으로 설정하고 이러한 요인들이 자살생각에 미치는 효과를 검증하였다. 검증 결과 사회적 지지 가운데 가족 지지와 자아탄력성이 자살생각에 부적 영향이 있음을 확인하고, 가족 지지 및 자아탄력성과 자살생각 사이에 주관적 안녕감이 매개 역할을 한다는 점을 밝혔다. 본 연구는 우울과 스트레스 같은 자살의 위험요인이 자살생각에 미치는 영향을 탐색한 기존 연구에서 한 걸음 더 나아가 자살 위험에 대한 보호요인인 사회적 지지의 유형별 영향과 자아탄력성, 새로운 매개변수로서 주관적 안녕감의 역할을 검증하였다는데 의의가 있다.
본 연구의 제한점으로는 첫째, 편의표집방법을 사용하여 일부 지역 간호대학생에게 국한된 자료로서 연구결과를 일반화하는데 주의가 필요하다. 둘째, 횡단적 자료만을 이용하였으므로 시계열 자료를 활용한 보완연구가 필요하다고 판단된다. 셋째, 연구대상자 가운데 여성 비율이 높아 성별에 따른 비교를 실시하지 못하였다. 넷째, 우울, 스트레스 등 자살생각의 원인 변수를 연구모형에 반영하지 못하여 변수들의 관계를 종합적으로 분석하는데 한계가 있었다. 따라서 향후 자살생각에 영향을 미치는 변수들을 종합적으로 고려한 포괄적 자살생각 모형을 개발할 필요가 있다.

결 론

본 연구는 간호대학생의 사회적지지 유형, 자아탄력성, 주관적 안녕감 및 자살생각 사이의 관계를 파악하기 위해 가설적 모형을 검정하였으며 그 결과 사회적 지지 가운데 가족 지지와 자아탄력성이 직접 자살생각에 영향을 주거나 주관적 안녕감을 경유하여 자살생각에 영향을 주는 것으로 파악되었다. 그러나 친구 지지와 기타 지지는 주관적 안녕감은 물론 자살생각에 영향을 미치지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 간호대학생의 자살예방을 위해서는 외적 자원인 가족 지지를 강화하는 방안과 함께 내적 자원인 자아탄력성을 증진할 수 있는 전략을 통해 주관적 안녕감을 높이는 간호중재가 효과적일 것으로 보인다. 그리고 자살예방을 위해서는 가족의 지지적 관계를 우선적으로 검토하고 자살예방 네트워크를 연결할 때에는 가족 구성원의 참여를 적극적으로 유도해야 할 것이다.

Figure 1.
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Figure 2.
Standardized estimates of the final model
jkafn-23-3-310f2.gif
Table 1.
General Characteristics of the Participants (N=285)
Characteristics Categories n (%)
Age (yr) M±SD 20.46±2.29
Gender Male 34 (11.9)
Female 251 (88.1)
School year First 75 (26.3)
Second 90 (31.6)
Third 54 (18.9)
Fourth 66 (23.2)
Religion Christianity 78 (27.4)
Catholicism 23 (8.1)
Buddhism 18 (6.3)
Other 4 (1.4)
No religion 162 (56.8)
Family income (Million Won) <200 18 (6.3)
200~40 112 (39.3)
400~600 97 (34.0)
>600 58 (20.4)
Table 2.
Correlations, Descriptive Statistics, Skewness and Kurtosis of the Variables (N=285)
Variable SS FaS FrS OS ER SW SI
Social support 1
Family support .80* 1
Friends support .77* .58* 1
Others support .79* .38* .36* 1
Ego-resilience .46* .37* .39* .36* 1
Subjective wellbeing .53* .53* .38* .35* .50* 1
Suicidal ideation -.51* -.52* -.40* -.31* -.49* -.57* 1
M±SD 46.54±7.30 15.83±2.98 16.25±2.59 14.47±3.69 39.01±4.84 43.95±9.68 23.67±8.91
Range 22~60 5~20 4~20 4~20 28~56 20~67 14~57
Skewness -0.22 -0.61 -0.60 -0.44 0.52 0.11 0.92
Kurtosis 0.23 0.24 1.25 -0.23 1.41 -0.26 0.35

* p<.001

SS=social support; FaS=family support; FrS=friends support; OS=others support; ER=ego-resilience; SW=subjective wellbeing; SI=suicidal ideation.

Table 3.
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects
Endogenous variables Exogenous variables B Standardized β CR SMC Standardized effect
Total (p) Direct (p) Indirect (p)
Subjective Wellbeing Family Support 0.96 .43 4.23 .575 .43 (.005) .43 (<.001)
Ego-resilience 0.47 .42 4.79 .42 (.007) .42 (<.001)
Suicidal Ideation Family Support -1.46 -.24 -2.28 .624 -.42 (.010) -.24 (.023) -.18 (.004)
Ego-resilience -0.73 -.24 -2.61 -.42 (.005) -.24 (.009) -.18 (.006)
Subjective wellbeing -1.14 -.42 -4.16 -.42 (.005) -.42 (<.001)

CR=Critical ratio; SMC=Squared multiple correlation.

References

1. Noh YH. The seasonality and response to the business cycle of suicides. Journal of the Korean Official Statistics. 2014; 19(2):30-55.

2. Choi SO, Kim SN. Suicidal ideation and spirituality of college students. Journal of Korean Academic Society of Nursing Education. 2011; 17(2):190-199.
crossref
3. Cha SK, Lee EM. Comparison of stress, depression and suicidal ideation between nursing students and students of other majors. Journal of Korean Academic Society of Nursing Education. 2014; 20(4):650-658. http://dx.doi.org/10.5977/jkasne.2014.20.4.650
crossref
4. Horowitz LM, Bridge JA, Boudreaux ED. Screening youth for suicide risk in medical settings: Time to ask questions. American Journal of Preventive Medicine. 2014; 47(3S2):S170-S175. http://dx.doi.org/10.1016/j.amepre.2014.06.002
crossref pmid
5. Borges G, Benjet C, Medina-Mora ME, Orozco R, Nock M. Suicide ideation, plan, and attempt in the Mexican adolescent mental health survey. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry. 2008; 47(1):41-52. http://dx.doi.org/10.1097/chi.0b013e31815896ad
crossref pmid
6. Jung HY, Jung KI. A study on the suicidal ideation and self-esteem of nursing students. Korean Journal of Health Service Management. 2013; 7(3):149-160. http://dx.doi.org/10.12811/kshsm.2013.7.3.149
crossref
7. Kleiman EM, Liu RT. Social support as a protective factor in suicide: Findings from two nationally representative samples. Journal of Affective Disorders. 2013; 150(2):540-545. http://dx.doi.org/10.1016/j.jad.2013.01.033
crossref pmid pmc
8. Lee E, Cho Y. Psychological process of adolescents’ suicide: The protecting effects of social support and problem-solving ability. Korean Journal of Social Issues. 2008; 16(2):105-143.

9. Roy A, Sarchiapone M, Carli V. Low resilience in suicide attempters. Archives of Suicide Research. 2007; 11(3):265-269. http://dx.doi.org/10.1080/13811110701403916
crossref pmid
10. Block J, Kremen AM. IQ and ego-resiliency: Conceptual and empirical connections and separateness. Journal Personality and Social Psychology. 1996; 70(2):349-361.
crossref
11. Kim S, Ha JH, Yu J, Park DH, Ryu SH. Path analysis of suicide ideation in older people. International Psychogeriatrics. 2014; 26(3):509-515. http://dx.doi.org/10.1017/S1041610213002366
crossref pmid
12. Jin S, Zhang J. The effects of physical and psychological well-being on suicidal ideation. Journal of Clinical Psychology. 1998; 54(4):401-413.
crossref pmid
13. Zimet GD, Dahlem NW, Zimet SG, Farley GK. The multidimensional scale of perceived social support. Journal of Personality Assessment. 1988; 52(1):30-41. http://dx.doi.org/10.1207/s15327752jpa5201_2
crossref
14. Stice E, Ragan J, Randall P. Prospective relations between social support and depression: Differential direction of effects for parent and peer support? Journal of Abnormal Psychology. 2004; 113(1):155-159. http://dx.doi.org/10.1037/0021-843X.113.1.155
crossref pmid
15. Everall RD, Altrows KJ, Paulson BL. Creating a future: A study of resilience in suicidal female adolescents. Journal of Counseling and Development. 2006; 84(4):461-470. http://dx.doi.org/10.1002/j.1556-6678.2006.tb00430.x
crossref
16. Lui DW, Fairweather-Schmidt AK, Roberts RM, Burns R, Anstey KJ. Does resilience predict suicidality? A life analysis. Archives of Suicide Research. 2014; 18(4):453-464. http://dx.doi.org/10.1080/13811118.2013.833881
crossref pmid
17. Noble T, McGrath H. Wellbeing and resilience in young people and the role of positive relationships. In: Roffey S, editor. Positive relationships: Evidence based practice across the world. Netherlands: Springer Science and Business Media; 2012. p. 17-33.

18. Chioqueta AP, Stiles TC. The relationship between psychological buffers, hopelessness, and suicidal ideation: Identification of protective factors. Crisis. 2007; 28(2):67-73. http://dx.doi.org/10.1027/0227-5910.28.2.67
crossref pmid
19. Lee OH. The influence of life stress, ego-resilience and social support on psychological well-being among college students. Korean Journal of Youth Studies. 2012; 9(1):29-57.

20. Mak WW, Ng IS, Wong CC. Resilience: enhancing well-being through the positive cognitive triad. Journal of Counseling Psychology. 2011; 58(4):610-617. http://dx.doi.org/10.1037/a0025195
crossref pmid
21. Schermelleh-Engel K, Moosbrugger H, Muller H. Evaluating the fit of structural equation models: tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of Psychological Research Online. 2003; 8(2):23-74.

22. Shin JS, Lee YB. The effects of social supports on psychosocial well-being of the unemployed. Korean Journal of Social Welfare. 1999; 37: 241-269.

23. Yoo SK, Shim HW. Psychological protective factors in resilient adolescents in Korea. Korean Journal of Educational Psychology. 2002; 16(4):189-206.
crossref
24. Campbell A, Converse PE, Rodgers WL. The quality of American life: Perceptions, evaluations, and satisfactions. New York: Russell Sage Foundation; 1976. p. 38-51.

25. Lee MS. The subjective quality of life of Korean workers and associated variables. [dissertation]. Seoul: Yonsei University; 1998.

26. Reynolds WM. Professional manual for the suicidal ideation questionnaire. Lutz, Florida: Psychological Assessment Resources; 1987.

27. Park B. Factors associated with adolescents' suicidal ideation: Focus on self-esteem and depression as mediators. Korean Journal of Human Ecology. 2007; 16(3):505-522.
crossref
28. Lee HY, Noh SC. Advanced statistical analysis. Gyeonggido: Moonwoosa; 2015. p. 748-750.

29. Park YS. The effects of stress perception and social support on subjective well-being according to the optimism levels of pre-service early childhood teachers. Korean Journal of Child Studies. 2012; 33(1):63-80. http://dx.doi.org/10.5723/KJCS.2012.33.1.63
crossref
30. Kim MK. Relationship between university students’ family stress, negative emotion and suicide ideation: The mediating effect of ego resilience. Forum for Youth Culture. 2012; 29: 34-57.