대학생의 부모애착과 정신건강에 대한 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과

Undergraduate Students' Parental Attachment and Attitude toward Seeking Professional Help for Mental Health Problems: Mediating Effects of Depressive Vulnerability

Article information

J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs. 2021;30(1):67-75

Publication date (electronic) : 2021 March 31

doi : https://doi.org/10.12934/jkpmhn.2021.30.1.67

Chung Hee Woo ¹

, Nam Yi Kim^,²

¹Associate Professor, College of Nursing, Konyang University, Nonsan, Korea

²Assistant Professor, Department of Nursing, Daejeon Institute of Science and Technology, Daejeon, Korea

우정희¹

, 김남이^,²

¹건양대학교 간호대학 부교수

²대전과학기술대학교 간호학과 조교수

Corresponding author: Kim, Nam Yi https://orcid.org/0000-0003-1973-7726 Department of Nursing, Daejeon Institute of Science and Technology, 100 Hyecheon-ro, Seo-gu, Daejeon 35408, Korea. Tel: +82-42-580-6279, Fax: +82-42-586-6493, E-mail: namyi00@naver.com

-This study was financially supported by the Basic Science Research Program through the National Research Foundation of Korea (NRF), funded by the Ministry of Science and ICT (NRF-2018R1C1B6002021).

Received 2021 January 10; Revised 2021 February 5; Accepted 2021 March 23.

Trans Abstract

Purpose

The purpose of this study is to understand the mediating effect of depressive vulnerability between parental attachment and attitude toward seeking professional help for mental health problems.

Methods

The survey data of 200 university students were analyzed. The independent variable was parental attachment, the dependent variable was attitude toward seeking professional help, and the mediating variable was depressive vulnerability. The hypothesis was tested by the maximum likelihood method (ML) to analyze the covariate structure. For the statistical significance of the direct and indirect effects of the hypothetical model, bootstrapping was used.

Results

In the relationship between parental attachment and attitude toward seeking professional help, depressive vulnerability showed complete mediation.

Conclusion

In order to positively improve the professional help seeking attitude, efforts are needed to reduce depressive vulnerability by maintaining stable parental attachment. Parents should maintain emotional connection to provide a sense of security and emotional comfort to university students. In order to reduce depressive vulnerability, positive reinforcement with affection and social support from family, colleagues, and instructors is needed.

Keywords: Depression; Help-seeking behavior; Object attachment; Students; Mediating effect

Keywords: 우울; 도움추구행위; 애착; 대학생; 매개효과

서 론

1. 연구의 필요성

대학생은 발달 단계상 후기 청소년기와 성인 초기에 해당하며 신체적, 인지적 발달이 성인 수준에 도달하였으나 사회적으로는 아직 미숙한 상태로, 자아정체감을 형성하고 미래 삶의 양식을 탐색해 가는 심리사회적 유예기(psychosocial moratorium)로 볼 수 있다[1]. 부모로부터 심리적 독립을 이루고 낯선 환경에의 적응과 새로운 대인관계 형성, 학업, 사회진출을 위한 취업준비 등으로 인하여 심리사회적 어려움과 정신적 증상들이 증폭될 수도 있다[2-4]. 특히 불안장애, 주요우울장애, 알코올 사용장애 등의 정신질환의 발병위험이 타 연령대에 비해 높은 것으로 나타나[5-7], 전문적 정신건강서비스의 적절한 개입이 필요하다고 할 수 있다. 또한 대학생의 심리적 어려움 중 가장 빈번하게 보고되는 우울은 조사 대상자의 약 38%에 이르는 것으로 보고하고 있지만[8], 여전히 전문적 도움추구행동 및 태도는 저조한 실정이다[6,9]. 전문적 도움추구행동은 자신이 가지고 있는 문제나 어려움에 대해 상담이나 심리치료를 받는 것과 같이 전문가에게 도움을 구하는 행동을 말하며[10], 전문적 도움추구태도란 심리적 디스트레스의 문제로 인해 정신건강 서비스를 찾고 이용하는 행동에 대한 태도를 말한다[11]. 대학생의 전문적 도움추구의 저조한 행동 및 태도는 학업지속과 관계형성의 어려움 및 일상생활능력의 저하를 야기하는 등 여러가지 문제를 성인기까지 지속적으로 초래하게 된다[6]. 그러므로 대학생은 정신건강 문제의 조기발견과 조기개입이 필요한 중요한 대상 집단이라 할 수 있다[9].

자신의 문제에 대해 상담과 같은 전문적인 도움을 받으려 결정하는 과정에는 다양한 변인들이 영향을 미치지만, 크게 두가지로 분류할 수 있다. 첫째는 외부적 환경 변인으로 서비스의 접근가능성, 이용 가능성, 시간과 재정을 포함한다[12]. 둘째는 개인적인 변인으로 인구통계학적 요소 및 심리적 요소를 포함한다[12,13]. 선행연구에서는 전문적 도움추구에 영향을 미치는 변수들로 사회적 지지[14], 낙인[15], 자기노출[16], 애착유형[17-19] 등이 보고되었다. 내적인 변인들이 외적인 변인들보다 더 유의미한 결과를 예측한다고 보고되며[16], 특히 부모와의 안정된 애착과 전문적 상담 경험이 중요한 요소로 나타났다[19]. 애착은 특정 대상에게 형성하는 지속적이고 강한 정서적 유대관계로 개인에게 안정감과 정서적 위안을 주는 친밀한 관계를 말한다[20]. 애착의 형성은 아동기는 물론 성인에 이르기까지 지속적인 영향을 받게 되고, 자신의 성격, 행동을 형성하여 애착 대상자와의 관계에 대한 정신적 표상을 보여준다[20]. 특히 대학생의 경우 시기적 특성상 가족과 물리적, 심리적으로 분리되는 과정을 겪게 되고, 새로운 관계망을 형성하며 직업을 준비하는 과정에서 다양한 스트레스 요인에 노출되게 되므로[2,3], 안정된 부모애착으로 많은 변화와 다양한 도전에 대응할 수 있도록 지지해주어 대학생들로 하여금 적응을 수월하게 할 수 있도록 하는 것이 필요하다[4]. 안정된 부모애착은 외부의 도움이나 다른 사람의 지원에 대해서도 개방적으로 받아들이게 하기 때문에[19] 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 변화시킬 수 있는 요인으로 볼 수 있다. 이에 선행연구를 바탕으로 개인의 성장과 발달에 따른 가족의 상호작용을 중심으로 하는 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계를 살펴보고자 한다.

전문적 도움추구태도에 영향을 미치는 부모애착은 개인이 경험하는 심리적 문제 유형 중 가장 빈번하게 보고되는 우울과도 관련된다[21,22]. 부모애착은 교사애착을 매개하여 우울에 영향을 미치는 것으로 나타났으며[21], 청소년의 중등도 우울에도 직접적인 영향을 미치는 것으로 보고되었다[22]. 또한 이러한 우울 관련 변수는 전문적 도움추구태도에 영향을 미치는 것으로 나타났다[23]. 특히 우울취약성은 시간에 걸쳐 안정적으로 개인의 우울 증상을 유발하는 인지 혹은 성격 특성으로 전문적 도움추구태도에 대한 일관된 양식을 더 잘 예측할 수 있다[23,24]. 우울취약성은 의존과 자기비판으로 구성되며[24], 의존적 요인은 무력감과 약하다는 감정을 느끼고, 대인관계에서 버려질 까봐 두려워하며 보살핌을 받고 싶어하는 것이고, 자기비판적 요인은 자신이 세운 목표의 성공적인 성취를 통해 타인의 인정을 받고 싶은 소망과 인정의 상실에 대한 두려움을 포함한다[24]. 우울취약성이 높은 경우 대인관계에 지나치게 몰두하고 타인의 인정 및 애정을 받지 못할 것을 우려하므로, 사회적 배척 및 고립을 가져오는 낙인에 대한 두려움이 높아 전문적 도움추구태도에 부정적인 영향을 미치게 된다[15].

전문적 도움추구태도에 영향을 미치고 있는 부모애착과 우울 관련 변수의 관계를 고찰해보면, 부모애착의 유형과 우울취약성 정도에 따라 전문적 도움추구태도가 다르게 나타나지만, 부모애착이 우울 관련 변수에 영향을 미치고, 우울 관련 변수가 전문적 도움추구태도에 영향을 미치는 것을 확인하였다. 이에 일반적인 정서 상태인 우울 수준보다는 개인의 우울 증상을 유발하는 인지 혹은 성격 특성인 우울취약성을 매개변인으로 부모애착과 전문적 도움추구태도를 살펴보고자 한다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 대학생의 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과를 파악하여, 대학생의 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 향상시킬 수 있는 전략을 제시하기 위한 기초자료를 제공하고자 시도하였다. 구체적인 목적은 다음과 같다.

 대학생의 일반적 특성에 따른 전문적 도움추구태도의 차이를 파악한다.

 대학생의 부모애착, 우울취약성, 전문적 도움추구태도 간의 관계를 확인한다.

 대학생의 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과를 파악한다.

연 구 방 법

1. 연구설계

본 연구는 대학생의 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과를 조사하기 위한 서술적 조사연구이다. 독립변수는 부모애착, 종속변수는 전문적 도움추구태도, 매개변수는 우울취약성이며 개념적 기틀은 다음과 같다(Figure 1).

Fig. 1.

Conceptual framework.

2. 연구대상

본 연구의 대상자는 국내 대학교에 재학중인 자로서 설문 내용을 이해하고 응답이 가능한 자를 선정기준으로 하였다. 성별에 대한 적절한 대표성과 자율적인 참여를 보장하기 위해 성별의 비율이 비슷한 일부 대학교를 편의표출하여 온라인 자가보고식 설문 조사를 실시하였다. 구조방정식을 활용한 매개효과를 파악하기 위한 연구로 표본 수는 관측변수 당 10~20배, 최대 우도법에서는 200개 이상의 표본이 필요하나, 정규성을 만족한다면 적어도 150개 이상을 권장한다[25]. 본 연구에서 예상되는 최대 관측변수는 7개이므로 70~140명의 표본이 필요하나, 최대우도법과 탈락률을 고려하여 200명의 자료를 수집하였다. 200명의 자료 중 검토를 통해 10% 이상의 결측치를 보유하거나 부정확한 자료를 확인하여 3명의 자료를 제거한 뒤, 총 197명을 최종 연구대상으로 하였다.

3. 연구도구

1) 부모애착

부모애착은 Armsden, Greenberg, Burke와 Mitchell (1990)이 수정한 부모 및 또래 애착 검사 개정본(Inventory of Parent and Peer Attachment-Revised, IPPA-R)을 Ok [26]이 타당도를 검증한 부모애착 도구를 사용하였다. 연구도구는 신뢰감 10문항, 의사소통 9문항, 소외감 6문항의 3개 하부요인으로 총 25문항이다. 각 문항은 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘항상 그렇다’까지의 Likert 5점 척도로 점수가 높을수록 안정된 부모애착이 형성되었음을 의미한다. Ok [26]의 연구에서 Cronbach’s ⍺는 .93이었고, 본 연구에서는 .94였다.

2) 우울취약성

우울취약성은 Blatt 등(1976)이 개발한 성인용 우울경험질문지(Depression Experiences Questionnaire, DEQ)를 Cho [27]가 번안한 도구를 사용하였다[27]. 연구도구는 자기비판성 22문항, 의존성 23문항, 효능감 21문항의 3개 하부요인으로 총 66문항으로 구성되나, 효능감은 본 연구에서 중점적으로 보고자 하는 요인이 아니므로 제외하였다. 각 문항은 Likert 7점 척도로 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 7점 ‘매우 그렇다’로 측정하였고, 점수가 높을수록 거부에 대한 두려움, 분노감 통제 및 조절에 있어 어려움을 겪기 쉽고, 애정이나 인정의 상실에 취약함을 의미한다. Cho [27]의 연구에서 자기비판성과 의존성의 Cronbach’s ⍺는 각각 .84, .81이었고, 본 연구에서는 .93, .88이었다.

3) 전문적 도움추구태도

전문적 도움추구태도는 Fisher와 Farina (1995)가 개발한 단축형 도구를 Lee 등[28]이 수정 ․ 보완한 도구를 사용하였다. 전문적 도움추구태도는 상담이나 심리치료에 대한 태도를 측정하는 도구로 도움에 대한 필요성 인식 6문항, 전문가에 대한 신뢰 4문항의 2개의 하부요인으로 총 10문항이다. 각 문항은 Likert 4점 척도로 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 4점 ‘매우 그렇다’로 구성되었고, 점수가 높을수록 심리적 문제에 대해 상담이나 전문가의 도움을 추구하는 것에 긍정적으로 생각하는 것을 의미한다. Lee 등[28]의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .74였고, 본 연구에서는 .77이었다.

4. 자료수집

자료수집은 자가보고식 온라인 설문지를 이용하여 2020년 12월 07일부터 2020년 12월 31일까지 실시하였다. 연구 시작 전에 K 대학교 임상시험위원회(Institutional Review Board, IRB)에 연구계획서를 제출하여 승인을 받았다(승인번호: IRB No. KYU-2020-186-01). 자료수집을 위해 4개 지역에 소재한 6개 대학교 온라인 커뮤니티 게시판(에브리타임, 대나무숲 등)을 활용하여 모집공고를 한 후, 온라인 설문조사 링크를 게시하였다. 모집공고를 확인하고 자발적 참여를 원하는 대상자는 게시판에 첨부된 링크를 통해 온라인설문지에 자유롭게 응답할 수 있도록 하였다. 설문 조사 링크에 들어가면 먼저 연구에 대한 설명문 및 참여 동의서를 읽고, 연구참여 동의에 체크하는 자에 한하여 설문조사 단계로 넘어갈 수 있도록 하였다. 모집공고 및 설명문에는 연구의 목적, 방법, 참여의 자발성 및 철회의 자율성, 연구대상자 선정기준 및 제외기준, 정보의 비밀유지 등에 대해 기술하였다.

5. 자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS/WIN 25.0 (SPSS; IBM, Armonk, NY, USA)프로그램과 AMOS 21.0 (SPSS Amos; IBM, Chicago, IL, USA)를 사용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 서술적 통계로 분석하였고, 자료의 정규성 검증은 왜도와 첨도를 이용하였다. 도구의 신뢰도는 Cronbach’s ⍺, 측정변수 간 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient를 이용하였다. 측정변수의 타당도를 확인하기 위해 표준화회귀계수(Standard Regression Weight, SRW), 다중상관자승치(Squared Multiple Correlation, SMC), 평균분산추출지수(Average Variance Extracted, AVE)과 결정계수(r²), 개념신뢰도(Construct Reliability, CR)을 확인하였다. 가설적 모형의 적합도 검증은 표준 x²값(CMIN/DF, Normed x²), 표준화 잔차평균자승이중근(Standardized Root Mean Squared Residual, SRMR), 표준적합지수(Normed Fit Index, NFI), 비표준적합지수(Tucker-Lewis Index, TLI), 비교부합지수(Comparative Fit Index, CFI)를 적용하였다. 가설적 모형의 부합도 검증 및 가설 검증은 최대우도법(Maximum Likelihood Method, ML)으로 공변량 구조분석을 하였다. 매개효과에 대한 검증은 bootstrap을 이용하였으며 bootstrap ML, 샘플링은 1,000회로 설정하였다.

연 구 결 과

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구대상자의 평균 연령은 22.1±4.13세이며, 성별은 여자가 156명(79.2%), 남자는 41명(20.8%)이었다. 대학교 3학년이 77명(39.1%)으로 가장 많았으며, 2학년 50명(25.4%), 1학년 36명(18.3%), 4학년 34명(17.2%) 순으로 나타났다. 거주상태에서는 현재 부모님과 같이 살고 있는 대상자가 122명(61.9%)로 많았고, 부모님과 떨어져서 혼자 살고 있는 경우는 75명(38.1%)였다. 이전에 정신건강과 관련한 상담 서비스 등을 이용한 경험은 ‘없다’가 157명(79.7%)으로 대부분이었으며, ‘있다’가 40명(20.3%)로 나타났다(Table 1).

Table 1.

General Characteristics and Descriptive Statistics of Observed Variables (N=197)

2. 일반적 특성에 따른 전문적 도움추구태도

본 연구의 측정변수에 대한 서술적 통계에서 부모애착에 대한 평균은 3.88±0.72점(5점 만점), 우울취약성의 평균은 3.95±0.83점(7점 만점), 전문적 도움추구태도의 평균은 2.92±0.56점(4점 만점)이었다. 대상자의 일반적 특성에 따른 전문적 도움추구태도는 성별(t=-0.69, p=.492), 학년(F=1.58, p=.196), 거주상태(t=-0.26, p=.792), 상담경험(t=2.71, p=.089) 모두 통계적으로 유의한 차이가 없었다(Table 1).

3. 측정변수의 정규성, 타당도 검증 및 측정변수의 상관관계

표본의 정규성을 검증하기 위해 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 확인한 결과 왜도 절대값의 범위는 0.06~0.53, 첨도 절댓값의 범위는 0.18~0.43이었다. 따라서 왜도의 절댓값이 2보다 작고 첨도의 절댓값이 7보다 작게 나타나 측정변수들은 정규분포를 하고 있는 것을[25] 확인하였다(Table 2).

Table 2.

Correlations between Variables and Verification of Construct Validity

집중타당도 평가에서 측정변수의 표준화회귀계수(SRW)는 .53~.96, 다중상관자승치(SMC)는 .42~.96으로 우울취약성의 의존성과 전문적 도움추구태도의 전문가 신뢰가 기준치인 SRW .70 이상, SMC .50 이상을[25] 충족하지 못하였다. 하지만 선행연구에서 우울취약성 및 전문적 도움추구태도를 파악하기 위한 측정변수로서 타당성이 검증되었고[27,28], 본 연구의 목적을 반영하여 해당 측정변수를 제거하지 않고 분석하기로 하였다. 개념신뢰도(CR)는 .74~.89로 .70 이상으로 나타나 집중타당도를 만족하였다.

측정모형에서 사용된 각 변수들 사이의 관계성을 파악하고, 판별타당도 평가를 위해 개념 간 상관행렬을 확인하였다(Table 2). 잠재변수의 상관관계를 분석한 결과, 부모애착과 우울취약성은 음의 상관관계(r=-.46, p<.001)가 있는 것으로 나타났다. 전문적 도움추구태도는 부모애착과 양의 상관관계(r=.15, p=.040), 우울취약성과는 음의 상관관계(r=-.14, p=.047)가 있는 것으로 나타났다. 측정변수 간의 상관관계에서 의사소통은 신뢰감과 양의 상관관계(r=.83, p<.001), 소외감은 신뢰감(r=.70, p<.001), 의사소통(r=.63, p<.001)과 양의 상관관계를 나타냈다. 자기비판성은 신뢰감(r=-.50, p=.031), 의사소통(r=-.52, p<.001), 소외감(r=-.58, p<.001)과 음의 상관관계를 나타냈다. 의존성은 소외감(r=-.19, p=.007)과 음의 상관관계, 자기비판성(r=.42, p<.001)과는 양의 상관관계를 나타냈으나, 신뢰감(r=-.13, p=.072), 의사소통(r=-.10, p=.177)은 통계적으로 유의하지 않았다. 도움에 대한 필요성 인식은 신뢰감(r=.14, p=.043), 의사소통(r=.19, p=.008)과 양의 상관관계, 자기비판성(r=-.25, p<.001)과는 음의 상관관계를 나타냈고, 소외감(r=.09, p=.190), 의존성(r=-.08, p=.260)은 통계적으로 유의하지 않았다. 전문가에 대한 신뢰는 의사소통(r=.15, p=.039), 도움에 대한 필요성 인식(r=.70, p<.001)과 양의 상관관계, 자기비판성(r=-.14, p=.048)과 음의 상관관계를 나타냈고, 신뢰감(r=.10, p=.168), 소외감(r=.03, p=.656), 의존성(r=-.02, p=.813)은 통계적으로 유의하지 않았다. 판별타당도 충족여부를 확인하기 위해 분석된 상관행렬을 토대로 각 잠재변수의 평균분산추출지수(AVE)와 결정계수(r²)를 비교하였다. 각 잠재변수의 평균분산추출지수 값이 결정계수보다 모두 큰 것으로 나타나 판별타당도가 충족되었음을 확인하였다. 따라서 모든 변수들을 투입한 구조방정식 모형을 구축하고 분석하였다.

4. 가설적 모형의 적합도 검증 및 효과분석

본 연구에서 모형적합도는 x²/df (p)=2.84 (.001), NFI=.95, TLI=.94, CFI=.97, SRMR=.05으로나타나 모든 적합도 지수가 기준을 충족하였다(Table 3). 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과는 완전매개효과를 나타냈다(Figure 2). 부모애착은 우울취약성에 직접효과(β=-.46, p=.010)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 우울취약성도 전문적 도움추구태도에 직접효과(β=-.09, p=.024)가 통계적으로 유의하게 나타났다. 부모애착은 전문적 도움추구태도에 직접효과(β=.01, p=.575)는 유의하지 않았으나, 간접효과(β=.04, p=.025)는 통계적으로 유의하게 나타났다(Table 3).

Table 3.

Verification of the Hypothetical Model

Fig. 2.

Path diagram of the model.

논 의

본 연구는 대학생의 전문적 도움추구태도에 대한 태도를 긍정적으로 향상시키기 위한 방안을 모색하고자 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과를 확인하였다. 연구대상자의 전문적 도움추구태도의 평균은 4점 만점에 2.92점이었으며, 일반적 특성에 따른 전문적 도움추구태도의 차이는 유의한 변수가 나타나지 않았다. 선행연구에서는 성별과 상담경험에 따른 차이를 보여[23] 본 연구결과와는 차이를 보였다. 특히 성별의 경우, 전통적인 성역할 기대가 남성으로 하여금 도움을 구하는 것 혹은 정신건강 관련 서비스를 이용하는데 소극적인 경향을 띄게 한다고 보고하였다[23,29]. 상담경험의 경우에는 상담이나 심리치료에 대한 경험이 전문적인 도움에 대해 올바른 이해를 높여, 전문가에 대한 신뢰 수준을 높여주는 것으로 보았다[23]. 본 연구결과에서는 성별과 상담경험 유무에 따라 선행연구와 비슷한 평균을 나타냈으나. 전문적 도움추구태도에 대한 측정변수를 각각 나누어 분석하지 않고, 요인 전체에 대해 비교하였기에 구체적인 비교가 어려웠으므로 추후 연구에서는 측정변수별로 나누어 일반적 특성을 분석하여 비교해 보아야 할 것이다.

전문적 도움추구태도는 부모애착과 양의 상관관계, 우울취약성과 음의 상관관계를 나타냈으며 선행연구와 유사한 결과를 보였다[17,19,23]. 불안정한 애착은 낮은 감정 표현과 자기공개를 꺼려하기에 다른 사람들의 지원을 회피하는 반면, 부모와의 안정된 애착은 변화, 공개 및 도전에 개방적으로 반응하여 외부의 지원이나 도움을 받아들이는 것에도 긍정적인 태도를 보이는 것으로 보인다[19]. 또한 우울취약성이 높은 경우, 타인의 애정을 받지 못할 것에 대해 우려하므로 사회적 배척 및 고립을 가져오는 낙인에 대한 두려움이 높고, 낮은 소속감과 대인관계의 문제로 인해[15] 전문적 도움추구태도가 부정적인 것으로 보인다.

부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성은 완전매개효과를 나타냈다. 부모애착이 전문적 도움추구태도에 우울취약성을 매개하는 간접효과는 유의한 반면, 부모애착과 전문적 도움추구태도의 직접효과는 유의하게 나타나지않아 우울취약성이 전문적 도움추구태도에 영향을 미치는 주요 요인으로 작용함을 확인하였다. 같은 측정변수를 연구한 선행연구가 미비하여 직접적인 비교는 어렵지만, 일 선행연구에서는 부모애착과 전문적 도움추구태도의 직접효과가 유의하게 나타나 본 연구결과와는 차이를 보였다[17]. 이는 선행연구의 대상자가 대학교 1학년으로 제한되어 있고 전문적 도움추구태도의 범위를 학업에까지 확대 적용하여 연구결과의 차이가 있는 것으로 보인다. 본 연구대상자의 경우 대학교 1학년에서 4학년까지 분포되어 있고, 그 중 2학년 이상이 82.7%로 많은 비율을 차지하고 있다. 또한 우울취약성과 전문적 도움추구태도의 측정변수를 함께 조사하였기에 학업에 대한 전문적 도움추구보다는 우울과 관련된 전문적 도움추구태도로 한정하여 응답하였을 가능성이 있다.

부모애착은 우울취약성에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 부모애착이 안정적으로 형성될수록 우울위험도가 낮아진다는 선행연구와 유사한 결과를 보였다[22]. 어떠한 환경을 접하게 되는가에 따라 애착유형의 양상은 변화될 수 있으므로 부모와 자녀는 정서적으로 긍정적인 관계를 유지할 수 있도록 노력하며[20], 중재 프로그램을 적용할 시에도 부모와 자녀에게 함께 적용할 수 있도록 고려해야 할 것이다. 또 다른 선행연구에서도 우울취약성이 전문적 도움추구태도에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타나 본 연구와 유사한 결과를 보였다[23]. 특히 우울취약성 중 의존성보다는 자기비판성의 효과가 큰 것으로 나타났는데, 자기비판성이 높은 경우 부적합한 스트레스 대처 전략을 사용하며 타인에 대한 도움에도 부정적인 태도를 보이게 된다[30]. 따라서 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 변화시키기 위해서는 우울취약성을 감소시키려는 방안 중 의존성보다는 자기비판성에 초점을 맞추는 개입이 필요함을 의미한다. 이에 가족이나 친구, 동료와 같은 주변인과 지역사회로부터 긍정적인 사회적 지지가 유지되어야 하며, 특히 대학생인 경우에는 교수자의 애정과 인정이 긍정적인 강화로 작용할[3] 것으로 보인다.

본 연구는 성별에 대한 적절한 대표성을 나타내기 위해 성별의 비율이 비슷한 일부 대학교를 편의표출하여 온라인 조사를 실시하였으나, 여자가 남자보다 훨씬 높은 비율을 나타내었기에 일반화에 신중을 기해야 한다. 또한 전문적 도움추구태도에 영향을 미치는 다양한 요인을 반영하지 못하였고, 측정변수 중 낮은 집중타당도를 보인 의존성과 전문가에 대한 신뢰를 포함하여 분석하였기에 연구의 제한점이 있다. 자가보고 설문지를 이용하여 자료를 수집하였으므로 측정 오류의 가능성도 고려되어야 할 것이다. 하지만 성인 초기에 해당하는 대학생의 전문적 도움추구태도에 긍정적인 변화를 이끌기 위한 방안으로 부모애착과 우울취약성에 대한 중재가 필요함을 확인하였으며, 특히 우울취약성의 완전매개효과를 확인하였다는 데에 의의가 있다. 부모애착의 양상은 과거뿐만 아니라 현재의 환경과 상호작용에 의해서도 변화할 수 있으므로[20], 독립적인 성인이라 할지라도 지속적은 상호관계를 유지하며, 긍정적인 관계를 유지할 수 있도록 노력해야 할 것이다. 대학에서는 대학생활적응 프로그램을 운영할 시에 부모와 함께할 수 있는 프로그램을 구성하여 적용하는 것이 도움이 될 수 있을 것이다. 우울취약성을 감소시키기 위해서는 자기 문제에 대한 개방성을 높이고 자기비판을 감소시킬 수 있도록 정기적인 상담이나 지도교수제, 선후배 프로그램 등을 운영하여 최소한의 자기 개방성과 긍정적인 사회적 지지가 유지되도록 하는 것이 필요하다. 따라서 가족, 동료, 교수자 등과의 상호작용을 향상시킨다면 대학생의 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 강화할 수 있을 것이다.

본 연구결과를 바탕으로 다음과 같은 제언을 하고자 한다. 첫째, 전문적 도움추구태도에 영향을 줄 수 있는 요인으로 부모애착, 우울취약성 이외의 다양한 요인들을 반영한 추후 연구가 요구된다. 둘째, 우울취약성과 전문적 도움추구태도의 측정변수 중 다소 낮은 집중타당도를 보인 의존성과 전문가에 대한 신뢰에 대한 타당성을 재확인할 필요가 있다. 셋째, 선행연구와 차이를 보인 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에 대해 구체적인 경로 및 효과분석 연구를 제언한다. 넷째, 우울취약성을 감소시키기 위한 전략을 개발하여 적용한 후 전문적 도움추구태도의 변화정도를 확인해 볼 필요가 있다.

결 론

본 연구는 대학생의 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성의 매개효과를 확인함으로써 대학생의 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 향상시킬 수 있는 전략을 제시하기 위한 기초자료를 제공하고자 시도하였다. 대학생의 부모애착과 전문적 도움추구태도의 관계에서 우울취약성은 완전매개효과를 나타냈다. 전문적 도움추구태도를 긍정적으로 향상시키기 위해서는 부모애착을 안정적으로 유지하여 우울취약성을 감소시키려는 노력이 필요하다. 부모애착은 아동청소년에서 성인기까지 영향을 미치므로 지속적이고 강한 정서적 유대관계를 유지하여 대학생에게 안전감과 정서적 위안을 줄 수 있도록 해야 할 것이다. 우울취약성을 감소시키기 위해서는 가족, 동료 및 교수자의 애정과 사회적 지지로 긍정적인 강화가 필요하다. 이를 위해 정기적인 상담이나 지도교수제, 선후배 프로그램 등을 활용한다면, 자기 문제에 대한 개방성을 높이고 자기비판은 감소시킬 수 있을 것이다.

Notes

The authors declared no conflicts of interest.

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Variables	Categories	n (%) or M±SD	Attitude toward seeking professional help
Variables	Categories	n (%) or M±SD	M±SD	t or F (p)
Age (year)		22.1±4.13
Gender	Male	41 (20.8)	2.87±0.56	-0.69 (.492)
Gender	Female	156 (79.2)	2.94±0.57
Grade	Freshmen	36 (18.3)	2.77±0.60	1.58 (.196)
	Sophomore	50 (25.4)	2.91±0.54
	Junior	77 (39.1)	2.93±0.58
	Senior	34 (17.2)	3.01±0.56
Residence status	With parents	122 (61.9)	2.91±0.58	-0.26 (.792)
Residence status	Living alone	75 (38.1)	2.93±0.54
Counseling experience	Yes	40 (20.3)	3.06±0.43	2.71 (.089)
Counseling experience	No	157 (79.7)	2.89±0.59
Parental attachment		3.88±0.72
Depressive vulnerability		3.95±0.83
Attitude toward seeking professional help		2.92±0.56

Variables	PA	DV	ASPH	CON	COM	AL	SC	DE	NC	ET	AVE	CR	Skewness	Kurtosis
Variables	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	r (p)	AVE	CR	Skewness	Kurtosis
PA	1										.74	.89	-0.53	-0.41
DV	-.46 (＜.001)	1									.60	.74	-0.06	0.43
ASPH	.15 (.040)	-.14 (.047)	1								.61	.74	-0.47	0.18
CON	.94 (＜.001)	-.40 (＜.001)	.12 (.097)	1
COM	.93 (＜.001)	-.39 (＜.001)	.18 (.012)	.83 (＜.001)	1
AL	.83 (＜.001)	-.48 (＜.001)	.06 (.373)	.70 (＜.001)	.63 (＜.001)	1
SC	-.58 (＜.001)	.87 (＜.001)	-.15 (.031)	-.50 (＜.001)	-.52 (＜.001)	-.58 (＜.001)	1
DE	-15 (.040)	.80 (＜.001)	-.05 (.498)	-.13 (.072)	-.10 (.177)	-.19 (.007)	.42 (＜.001)	1
NC	.15 (.031)	-.20 (.004)	.90 (＜.001)	.14 (.043)	.19 (.008)	.09 (.190)	-.25 (＜.001)	-.08 (.260)	1
ET	.11 (.127)	-.05 (.501)	.94 (＜.001)	.10 (.168)	.15 (.039)	.03 (.656)	-.14 (.048)	-.02 (.813)	.70 (＜.001)	1

Endogenous variables	Exogenous variable	SRW	SE	CR	p	Direct	Indirect
Endogenous variables	Exogenous variable	SRW	SE	CR	p	β (p)	β (p)
DV	PA	-.46	.11	-9.07	＜.001	-.46 (.010)
ASPH	PA	.01	.07	0.17	.867	.01 (.575)	.04 (.025)
ASPH	DV	-.09	.05	-1.79	.044	-.09 (.024)
Goodness of fit statistics		x²/DF (p)=2.84 (.001), NFI=.95, TLI=.94, CFI=.97, SRMR=.05