책임저자: 문 희, 전남 광양시 광양읍 223-1
545-703, 광양보건대학 간호과
Tel: 061-760-1446, E-mail: [email protected] 접수: 2011년 8월 15일, 심사: 2011년 9월 1일
게재승인: 2011년 9월 20일
간호대학생의 자존감과 정신건강: 정서조절의 매개효과를 중심으로
*광양보건대학 간호과, †적십자간호대학
문 희 *⋅정 미 자 *⋅ 김 지 영
†
Mediating Effect of Emotion Regulation in the Relationship between Self-Esteem and Mental Health of Nursing Student
Hee Moon*, Mi Ja Chung*, Jiyoung Kim
†*Department of Nursing, Gwangyang Health College, Gwangyang, †Red Cross College of Nursing, Seoul, Korea
This study was done to examine the association among self-esteem and emotion regulation, and explored the mediation effects of emotion regulation in the between self-esteem and mental health of nursing students. A cross sectional study design was done.
Nursing students study subjects 3 and 4 year 182 undergraduates students. Base measurement tools measure the Rosenberg's self-esteem, mental health test, NMR (negative mood regulation), and a structured questionnaire was used. Data were analyzed using descriptive statistics, Pearson correlation coefficients, and multiple regression analysis using the SPSS Win 17.0 Program.
Participants was slightly higher degree of self-esteem, mental health, the level was moderate. A slightly higher degree of emotion regulation were examined. Self-esteem were positively correlated with emotion regulation (r=.726, p＜.001), and was negatively correlated with emotion regulation (r=−.639, p＜.001) and mental health problems (r=−.572, p＜.001). Emotion regulation was acted as a mediator in the between self-esteem and mental health problems. Therefore, prevention of mental health problems of nursing students and to promote mental health with an emphasis on the emotion regulation to apply to the development of interventions will be effective. (Korean J Str Res 2011;19:253∼260)
Key Words: Nursing student, Self-esteem, Mental health, Emotions
서 론
1. 연구의 필요성
생의 주기 중 사춘기와 초기청년기는 생리적, 사회적, 정 신적 요구는 많은 반면 대응능력은 아직 부족하여 스트레
스를 과중하게 경험하는 시기로 정신건강에 취약한 고위 험 집단이라 할 수 있다(Moon YJ et al., 2008; Lee GS, 2009).
특히, 초기청년기에 해당하는 대학생은 확고한 정체성을 수립하지 못하여 갈등하고 있으며, 이들의 78%이상이 대 학생활에서 다양한 스트레스를 경험하는 것으로 보고되었 다(Ohk JU, 2010; Lee HS, 2011). 대학생들이 경험하고 있는 심리적 부담과 갈등을 초래하는 스트레스는 진로, 대인관 계, 가정, 경제문제, 자기 자신에 관한 문제 등의 순으로 나 타났다(Han KS et al., 2007; Moon YJ et al., 2008; Kim KH et al., 2010). 특히 간호대학생들은 타 학과 학생들에 비해 과
중한 학업뿐만 아니라 임상실습에 임해야 하므로 환자간 호에 대한 무거운 책임감과 지식 및 경험의 부족, 엄격한 행동 규범 등 적응에 많은 어려움과 스트레스를 경험하게 된다(Kim HS, 2003; Han KS et al., 2007; Lee HI, 2008) 최근 들어 대학생의 심리적 적응과 관련하여 심리 사회 적 특성인 정서와 자존감이 중요한 개인적 변인으로 주목 받고 있다. 정서적 정보를 유능하게 다루고 조절할 수 있 는 사람이 적응적으로 기능할 수 있고, 정서나 자존감과 같은 개인 내적인 요인에 따라서 동일한 어려움에 처한 개 인들의 적응양상이 달라 질 수 있다는 점에서 이들의 중요 성이 부각되고 있다(Choi EH, 2010).
정서는 인생의 전 과정에서 스트레스 대처 혹은 정신건 강 유지에 핵심적인 역할을 하지만, 정서가 항상 유용하기 만 한 것은 아니며 조절이 필요하다(Barrett et al., 2001). 일 반적으로 사람은 자신의 정서가 사회적 상황에 부적절하 거나 개인적으로 유용한 가치가 없을 때, 생활에 불편함을 초래하게 될 때 불쾌한 정서를 조절하려고 한다. 즉, 긍정 적인 정서는 유지하고 부정적인 정서는 없애는 방향으로 조절함으로써(Wei, 2008) 스트레스 상황에 효과적으로 대 처하게 되는데, 이것이 정서지능의 핵심적인 역할이다(Lee GS, 2009). 정서조절과 정신건강은 부적상관이 있어서 정 서를 적절하게 조절할 수 있는 능력은 적응 및 정신건강에 기여하는 것으로 보고되었다(Lee SH et al., 2008; Moon YJ et al., 2008; Wei, 2008; Lee GS, 2009; Ohk JU, 2010). 또한 정서 인식의 명확성이 높은 개인은 자존감이 높고, 사회적 불안 이나 신경증이 적고 삶의 만족도를 크게 표현하는 경향을 가진다(Barett LF et al., 2001; Lee SJ, 2006).
자존감은 정서조절능력과 더불어 대학생의 정신건강에 영향을 미치는 주요 요인 중의 하나이다. 자존감이 높은 대학생은 정신건강문제가 적고 학교생활에 대한 만족도와 적응력이 높고, 자신의 전공과 직업에 대해서도 가치를 부 여함으로써 학업 성취감이 높다(Kim HS, 2003; Mann et al., 2004; Feng, 2007; Lee HS, 2011). 간호대학생의 경우에도 자 존감이 높을 경우 학교생활 및 간호학 만족도도 높고 졸업 후 진로결정에도 도움이 되는 것으로 나타났다(Lee HI, 2008; 2010).
정신적으로 건강한 사람은 주어진 상황과 욕구, 갈등 등 을 적극적이고 낙관적으로 개선해 갈 수 있으며, 다양한 문제 상황에 잘 대처할 수 있을 뿐만 아니라 감정을 적절 히 인식하고 표현하며, 다른 사람들과 대화하고 효율적으 로 협력하는 대인관계 기술을 발달시키고 유지할 수 있다
(Han KS et al., 2007). 또한 진정한 자기 그대로를 나타내며, 자신의 감정이나 신념을 숨기지 않고, 자기가 생각하는 것 은 말하고, 느끼는 것을 표현하며 그 결과에 대한 책임도 질 수 있다. 이와 같이 자신을 있는 그대로 수용하게 될 때 상황을 객관화하여 인식하게 되며 다른 사람도 수용할 수 있게 된다.
국내에서 정서조절과 정신건강에 관한 연구는 대학생 (Lee SJ, 2006; Han KS et al., 2007; Lee GS, 2009; Ohk JU, 2010), 청소년(Moon YJ et al., 2008), 척수장애인(Kim JH, 2011), 정신과 환자(Choi EH, 2010) 등을 대상으로 이루어졌 다. 하지만 간호대학생을 대상으로 실시된 자존감과 정신 건강에 관한 연구(Kim HS, 2003; Han KS et al., 2007)는 소수 이며, 특히 정서조절의 매개효과를 검증한 연구는 없다.
따라서 본 연구는 간호대학생의 자존감과 정신건강과의 관계에서 정서조절의 매개효과를 규명하고자 한다. 이는 간호대학생의 정신건강에 영향을 미치는 요인들에 대한 단편적 이해에서 벗어나 좀 더 총체적인 이해를 도울 수 있으며, 다른 심리적 개념에 비해 비교적 중재를 통한 변 화가 용이한 개념으로 인식되는 정서조절의 효과를 규명 함으로써 간호대학생의 정신건강을 도울 수 있는 프로그 램 개발을 위한 기초 자료를 제공하고자 한다.
2. 연구 목적
본 연구는 간호대학생의 자존감과 정신건강과의 관계에 서 정서조절이 매개효과를 갖는지 규명하고자 하는 것이 며, 구체적인 목적은 다음과 같다.
1) 간호 대학생의 일반적 특성과 자존감, 정서조절, 정신 건강 정도를 파악한다.
2) 간호대학생의 자존감, 정서조절, 정신건강의 상관관 계를 확인한다.
3) 자존감, 정신건강과의 관계에서 정서조절의 매개효과 를 확인한다.
재료 및 방법
본 연구는 간호대학생의 자존감과 정신건강과의 관계에 서 정서조절의 매개효과를 규명하기 위한 횡단적 조사연 구이다.
1. 연구대상 및 방법
본 연구의 대상자는 G시에 소재한 일 전문대학 간호과
3학년 재학생과 G광역시에 소재한 C간호대학 4학년 학생 이었다. 자료 수집은 본 연구의 목적과 방법에 대한 설명 을 듣고 연구 참여 동의서에 서명한 간호대학생 190명을 대상으로 하였다. 연구대상자를 졸업학년으로 선정한 이 유는 간호대학 교과과정상 최종 학년은 취업과 국가고시 준비에 따른 스트레스가 많은 시기로 이에 대한 효과적인 중재 프로그램이 필요하다고 판단하였기 때문이다. 자료 수집은 2011년 5월 24일부터 6월 17일까지 실시하였다. 자 료수집 방법은 설문지를 배부하고, 학생이 직접 질문지를 읽고 스스로 응답하게 한 후 회수하였다. 응답에 소요되는 시간은 약 10∼15분 정도였다. 이 중 불성실한 응답을 보 인 질문지를 제외하고, 182명을 분석 대상으로 하여, 질문 지 회수율은 95.8%였다. 연구 대상자 수를 결정하기 위하 여 G*Power (Faul et al., 2009) 3.1 프로그램을 활용하여, Effect size ɗ=0.50, α=0.05, Power (l-β)=0.90으로 분석한 결과 산출된 최소 표본 수는 176이었다. 이에 본 연구에서 대상자 수는 충분하다고 할 수 있다.
2. 연구도구
1) 자존감: 본 연구에서는 자존감을 측정하기 위하여 Rosenberg(1965)의 자존감 척도(General self-Esteem)를 사용하 였다. 자존감을 측정하기 위하여 Rogenberg(1965)의 자존감 척도를 Lee HJ et al.(1995)이 번역한 도구를 사용하였다. 이 척도는 자기존중 정도의 자아승인 양상을 측정하기 위해 고안된 것으로 도구개발 당시 신뢰도 계수인 Cronbach's α 계수는 .72이었다. 본 척도는 긍정적 자존감 5문항과 부정 적 자존감 5문항 등 모두 10문항으로 구성되어 있으며 부 정적 자존감 문항(2,5,6,8,9)을 역 코딩하여 계산하였다. 척 도는 5점 척도이며, ‘전혀 그렇지 않다’(1점), ‘거의 그렇지 않다’(2점), ‘가끔 그렇다’(3점), ‘자주 그렇다’(4점), ‘항상 그 렇다’(5점)로 점수화하였다. 점수가 높을수록 자존감을 높 게 지각한 것으로 판단할 수 있다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's α 계수는. 91이었다.
2) 정신건강: 정신건강의 정신질환 차원을 평가하기 위 해 Derogatis(1977)에 의해 개발된 간이 정신진단검사의 한 국판으로 표준화된 번안척도인 간이정신진단 검사(Symp- tom Checklist-90-Revision, SCL-90-R) (Kim KI et al., 1984)를 사 용하였다. 원 검사는 9개 척도 90문항으로 구성되어 있으 며 각 문항은 각각 한 개의 심리적인 증상을 대표하고 있 다. 9개 척도는 신체화(12문항), 강박증(10문항), 대인예민 성(9문항), 우울(13문항), 불안(10문항), 적대감(6문항), 공포
불안(7문항), 편집증(6문항) 및 정신증(10문항)으로 구성되 어 있으며 채점되지 않은 7문항이 포함되어 있다. 본 연구 에서는 5가지 증상(강박증, 적대감, 공포, 불안, 편집증, 정 신증)을 제외하고 신체화(12문항), 대인 예민(9문항), 우울 (13문항), 불안(10문항)을 측정하는 4개척도 44개 문항으로 구성된 축소형을 사용하였다. ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 부터 ‘매우 그렇다(5점)’로 반응하도록 하는 5점 Likert형 평 정척도이다. 전체 점수범위는 44∼220점으로, 점수가 높을 수록 정신건강 문제가 많아 심리적으로 부적응임을 의미 한다. Kim KI et al.(1984)의 연구에서 신뢰도 Cronbach's α 계수는 . 73이었으며, 본 연구의 사전조사에서의 신뢰도 계 수인 Cronbach's α계수는 .95였으며, 본 연구에서의 Cron- bach's α 계수는 .96이었다.
3) 정서조절: 정서조절 측정도구는 Catanzaro et al.(1990) 이 부정적 정서 조절에 대한 유능성을 측정하기 위해 NMR (negative mood regulation)을 제작하였고, 국내 연구에서 Lee SJ et al.(1997)이 번안하여 타당도를 검증하였다. 본 연구에 서 사용된 척도는 총 12문항이며 5점 척도로 구성되어 ‘전 혀 그렇지 않다(1점)’에서부터 ‘매우 그렇다(5점)’로 반응하 도록 하는 5점 Likert형 평정척도이다. 전체 점수범위는 12
∼60점이다. 총점이 높을수록 적극적으로 정서를 조절하 고자 시도하려는 경향이 강하며, 중요한 상실을 경험하더 라도 회복 속도가 빠른 것으로 해석할 수 있다. 원 도구의 신뢰도 계수인 Cronbach's α는 .79였으며, 본 연구에서의 신뢰도 계수인 Cronbach's α는 .86이었다.
3. 자료 분석 방법
수집된 자료는 SPSS/WIN 17.0 프로그램을 이용하여 통 계처리 하였다. 대상자의 일반적 특성은 평균과 표준편차, 빈도를 산출하였으며, 측정도구의 신뢰도 검정은 Cronbach's α 계수를 구하였다.
- 대상자의 일반적 특성은 실수와 백분율을, 자존감, 정 서조절, 정신건강 정도는 평균과 표준편차를 구하였다.
- 대상자의 제 특성에 따른 자존감, 정서조절, 정신건강 의 차이를 검정하기 위하여 t-test 및 ANOVA를 실시하였 다.
- 대상자의 자존감, 정서조절 및 정신건강과의 관련성을 확인하기 위해 Pearson's correlation coefficients를 산출하였다.
- 대상자의 자존감과 정신건강과의 관계에서 정서조절 의 매개효과가 있는지 확인하기 위해서는 Baron et al.(1986) 이 제시한 다중회귀분석을 사용하였다.
Table 1. Demographic characteristics of the subjects. (N=182)
Variables Frequency (%) Self-esteem Mental health Emotion regulation
Mean±SD F/t (p) Mean±SD F/t (p) Mean±SD F/t (p)
Academic record Top Middle Bottom Religion Have Haven't
Pocket money (10,000 won) ≤20
21∼40 ＞40 Economic status High Middle Low Siblings None 1 2 ≥3
Satisfaction with major Satisfieda
Usuallyb Dissatisfiedc Satisfaction with life Satisfieda Usuallyb Dissatisfiedc
31 (17.0) 103 (56.6) 48 (26.4)
88 (48.4) 94 (51.6)
45 (24.7) 117 (64.3) 20 (11.0)
2 (1.1) 153 (84.1) 27 (14.8)
7 (3.8) 103 (56.6) 54 (29.7) 18 (9.7)
113 (62.1) 62 (34.1) 7 (3.8)
89 (48.9) 78 (42.9) 15 (8.2)
3.55±.60 3.50±.63 3.31±.77
3.49±.60 3.43±.73
3.39±.68 3.46±.64 3.58±.83
3.20±.28 3.50±.64 3.24±.67
3.16±.62 3.55±.65 3.32±.70 3.74±.17
3.59±.59 3.32±.65 2.63±1.17
3.80±.50 3.24±.58 2.61±.74
1.602 (.204)
.574 (.567)
.518 (.597)
1.944 (.146)
2.388 (.071)
9.668 (.000)
c＜a, b
38.963 (.000)
c＜b＜a
3.36±.49 3.34±.53 3.22±.67
3.33±.57 3.29±.56
3.26±.51 3.34±.56 3.26±.71
3.08±.11 3.35±.55 3.12±.62
3.39±.60 3.34±.59 3.24±.54 3.55±.44
3.41±.51 3.20±.58 2.73±.86
3.55±.48 3.17±.51 2.63±.53
.925 (.398)
.557 (.579)
.348 (.707)
2.008 (.137)
1.788 (.502)
7.134 (.001)
c＜a, b
28.021 (.000)
c＜b＜a
2.11±.52 2.21±.62 2.30±.60
2.22±.62 2.21±.59
2.37±.61 2.19±.59 2.03±.57
2.43±.00 2.19±.58 2.38±.72
2.34±.70 2.14±.58 2.31±.61 2.35±.51
2.13±.61 2.34±.56 2.51±.46
2.00±.55 2.34±.51 2.79±.73
.875 (.419)
.058 (.954)
2.527 (.083)
1.248 (.290)
1.202 (.311)
3.443 (.034) c<a, b
16.748 (.000)
a＜b＜c Baron et al.(1986)에 따르면 변수의 매개효과를 검정하기
위해서는 다음의 세 개의 회귀식이 필요하다. 첫째, 매개변 인을 독립변인에 대해 회귀분석 한 식, 둘째, 종속변인을 독립변인에 대해 회귀분석 한 식, 셋째, 종속변인을 독립변 인과 매개변인에 동시에 회귀 분석하여 나온 식이 필요하 다. 그리고 매개효과를 확인하기 위해서는 이 세 개의 회 귀식이 다음의 조건을 충족해야 한다. 첫 번째 식에서 독 립변인인 자존감이 매개변인 정서조절과 유의한 관계가 있어야 하고, 두 번째 식에서 독립변인인 자존감이 종속변 인인 정신건강과 유의한 관계가 있어야 하고, 세 번째 식 에서 매개변인인 정서조절이 종속변인인 정신건강과 유의 한 관계를 가지되, 세 번째 식에서의 독립변인인 자존감의 효과가 두 번째 단계의 회귀분석에서보다 작아야 한다. 그 리고 세 번째 식에서 독립변인인 자존감과 종속변인인 정 신건강과의 관계가 유의하지 않으면 완전매개효과, 유의 하면 부분매개효과가 있다고 해석한다.
결 과
1. 대상자의 일반적 특성
대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 연구대상자는 모 두 여학생이며 평균 연령은 21세이었다. 성적은 상위 30%
이내인 상위권 학생은 31명으로 17.0%를 차지하였고 31∼
70%인 중위권 학생은 103명 56.6%로 가장 많았고 71∼
100%인 하위권 학생은 48명으로 26.4%를 차지하였다. 종 교는 94명인 51.6%는 종교를 가지고 있지 않았고 종교를 가지고 있는 학생 중에는 기독교가 23.1%, 불교 13.7%, 천 주교 9.9%, 기타 1.6% 순이었다. 한 달 용돈은 117명인 64.3%가 20만원에서 40만원 미만이라고 응답하였고 20만 원 미만은 24.7%를 차지하였다. 가족의 경제 상태는 대상 자의 84.1%에서 중위권이라 응답하였으며, 형제 수는 1명 이 56.6%, 2명이 29.7%로 대부분을 차지하였다. 간호학 전
Table 2. Mean and standard deviation of variables.
(N=182)Variables Mean (SD)
Self-esteem Mental health Emotion regulation
3.46±.67 2.22±.60 3.31±.57
Table 3. Correlations between the major variables.
(N=182)Self-esteem Mental health
Emotion regulation Self-esteem
Mental health Emotion regulation
-
−.639a .726a
-
−.572a -
ap＜.001.
Table 4. Mediating effect of emotion regulation in the relationship between self-esteem and mental health.
(N=182)Predictors Variable B SE β t F Adj R2
Step 1 Self-esteem
Step 2 Self-esteem Step 3
Emotion regulation Self-esteem
Emotion egulation
Mental health
Mental health
.62
−.58
−.24
−.43
.043
.053
.09 .08
.728
−.640
−.228
−.474
14.22b
−11.00b
−2.72a
−5.67b
202.24b
120.96b
65.71b
.53
.41
.43
ap＜.01, bp＜.001.
공에 대한 만족도는 만족한다가 57.1%로 가장 많았고 34.1%에서는 보통이라고 응답하였으며 매우 만족한다는 대상자는 4.9%, 불만족하거나 매우 불만족한다는 학생은 3.8%를 차지하였다. 삶에 대한 만족도는 만족한다가 44.0%, 보통이다 42.9%이었고 매우 만족한다는 4.9%, 반면에 불만 족한다 6.6%, 매우 불만족한다 1.6%로 나타났다. 전공만족 도에 따른 자존감(p＜.001), 정신건강(p＜.001) 및 정서조절 (p＜.05)이 유의한 차이가 있었으며, 삶의 만족도에 따라 자존감(p＜.001), 정신건강(p＜.001) 및 정서조절(p＜.001)이 유의한 차이가 있었다.
2. 대상자의 자존감, 정신건강, 정서조절 정도 대상자들이 지각한 자존감, 정신건강, 정서조절 정도는 Table 2와 같다. 자존감 정도는 5점 만점에 3.46점으로 약간 높은 수준인 것으로 조사되었으며 정신건강 수준은 5점 만 점에 2.22점으로 조사되었다. 정서조절 정도는 5점 만점에 3.31점으로 적극적이고 적응적으로 정서를 조절하려는 경 향이 약간 높은 것으로 나타났다.
3. 대상자의 자존감, 정신건강, 정서조절의 상관관계 본 연구에서 사용된 자존감, 정신건강, 정서조절간의 상 관관계를 분석한 결과는 Table 3과 같다. 연구에 포함된 모 든 변수들은 서로 유의한 상관관계를 보였다. 자존감과 정 신건강은 부적 상관관계(r=−.639, p＜.001) 자존감과 정서
조절은 정적 상관관계(r=.726, p＜.001), 그리고 정신건강과 정서조절은 부적 상관관계(r=−.572, p＜.001)가 있는 것으 로 나타났다.
4. 대상자의 자존감과 정신건강과의 관계에서 정서조 절의 매개효과
대상자들이 지각한 자존감과 정신건강과의 관계에서 정 서조절의 매개효과를 확인하기 위해 Baron et al.(1986)가 제 안한 매개효과 검증절차를 사용한 결과는 Table 4와 같다.
1단계에서는 독립변수인 자존감이 매개변수인 정서조절 에 미치는 영향력이 통계적으로 유의하였고(β=.728, p＜
.001) 2단계에서 자존감이 종속변인인 정신건강에 미치는 영향력은 통계적으로 유의하였다(β=−.640, p＜.001). 그 리고 3단계에서는 매개변인인 정서조절이 정신건강에 미 치는 영향력이 유의하였으며(β=−.228, p＜.01) 자존감이 정신건강에 미치는 영향력이 두 번째 방정식보다(β=
−.64) 세 번째 방정식에서 줄어들었다(β=−.474). 따라서 정서조절은 자존감과 정신건강과의 관계에서 부분매개효 과를 가지고 있는 것으로 나타났다. 또한 정신건강에 대한 설명력을 살펴보면 자존감은 단독으로는 40.7% (F=120.96, p＜.001), 정서조절이 투입되었을 때는 설명력이 42.7%
(F=65.71, p＜.001)로 늘어 정서조절이 정신건강에 미치는
Fig. 1. Mediating effect of emotional regulation on the relationship
between self esteem and mental health.영향이 유의하였다(Fig. 1).
고 찰
본 연구는 간호대학생의 자존감과 정신건강과의 관계에 서 정서조절의 매개효과를 규명하고자 시행되었다. 주요 연구결과를 중심으로 다음과 같이 논의하고자 한다.
본 연구대상자의 자존감은 5점 만점에 3.46점으로 나타 났다. 이는 간호대학생을 대상으로 한 Jung MH et al.(2006) 의 연구에서의 2.89와 Lee HI(2008)의 3.03점에 비해 높았 고, Kim KH et al.(2010)의 3.7점보다 낮게 나타났다. 자존감 은 개인이 자신의 가치와 능력에 대해 내리는 자기평가로 타인에 대한 태도나 자기행동양식을 결정하게 되며(Ybrandt et al., 2010), 개인의 총체적인 행복감과 적응에 중요한 요 인이다. 자존감이 높은 사람은 자신과 주위 환경에 대하여 긍정적으로 해석하며 적극적인 대처로 행동하게 되는 반 면, 자존감이 낮은 사람은 사물을 왜곡되게 지각하거나 삶 의 방식이 소극적이며 자신에 대한 불확실한 요소를 환경 에 투사하고 행동이 불안정하다. 따라서 간호대상자들의 정신건강문제 관리에 중요한 역할을 담당해야 예비 간호 사인 간호대학생이 긍정적인 자존감을 갖는 것은 개인의 정신건강 측면뿐만 아니라 질적인 대상자 간호를 위해서 도 반드시 갖추어야할 특성이라 할 수 있다.
본 연구대상자의 정신건강은 정신건강문제의 정도를 측 정한 간이정신진단검사(SCL-90-R)의 결과로 볼 때 전체 문 항의 평균 점수가 2.22점으로 이는 간호대학생 1, 2, 3학년 을 대상으로 한 Kim HS(2003)의 2.03점에 비해 높고, 청소 년의 0.89점(Lee HS, 2011)보다 훨씬 높은 점수로 나타났다.
이는 본 연구의 대상자들의 정신건강이 고등학생들 뿐 아 니라 간호대학 저학년보다 정신건강 문제가 많다고 볼 수 있다. 본 연구 대상자들의 정신건강문제가 많은 것은 간호
학을 전공하는 학생들이 타 과에 비해 과중한 학업, 학우 들과의 치열한 경쟁, 국가고시에 대한 강박관념, 임상실습 에 따른 환자간호에 대한 무거운 책임과 지식 및 경험의 부족 등 많은 어려움 등으로 인한 것으로 사료된다.
본 연구에서 자존감과 정신건강은 부적 상관관계를 보 였으며, 자존감과 정서조절은 정적 상관관계를 보였다. 결 과적으로 자존감이 높을수록 정신건강의 정신병리적인 성 향은 낮은 반면, 적극적이고 적응적으로 정서를 조절하고 자 한다는 것을 나타내고 있다고 생각된다. 이는 선행연구 (Kim HS, 2003; Baek, 2006; Cho ES et al., 2010; Lee HS, 2011) 에서도 자존감이 높을수록 정신건강이 양호한 것으로 나 타나 본 연구와 일치된 결과를 보고하였다. 따라서 간호대 학생의 정신건강 증진을 위해 긍정적 자아개념 형성 및 타 인의 권리를 존중하면서 자신의 욕구나 욕망을 조절하는 합리적인 행동 증진 및 자신의 정서를 조절할 수 있는 전 략이 필요하다.
본 연구에서 정서조절 점수는 3.31점으로 중간 이상으로 나타났다. 이는 대학생을 대상으로 동일한 도구를 사용한 Lee GS(2009)의 3.36보다는 낮은 점수이며, 대학생을 대상 으로 실시한 3.66점(Han KS et al., 2007)보다도 낮은 점수로 서 이는 본 연구의 대상자인 간호대학생 정서조절 능력이 부족하다는 것을 의미한다. 또한 정서조절과 정신건강은 부적 상관관계를 보였다. 이는 정서를 적절하게 조절하는 것은 정신건강에 기여하지만 정서조절이 안될수록 정신건 강 문제 발생이 높음을 의미하는 것으로 선행연구(Lee SJ, 2006; Lee GS, 2009; Ohk JU, 2010)와 일치된 결과였다. 또한 적절한 정서조절은 정신건강뿐만 아니라 적응에도 기여하 지만, 정서조절에 실패했을 때 자기 파괴적 행동이나 문제 행동을 일으키고, 열등감이 증가하고, 대인관계능력이 저 하되며 사회적 기능이 저하되는 등의 정신 병리를 야기할 수 있다(Greenberg, 2002; Kring et al., 2004; Lee GS, 2009;
Ohk JU, 2010)는 기존 연구들을 지지하는 결과이다.
본 연구에서 대상자의 자존감과 정신건강과의 관계에 있어서 정서조절의 매개효과를 검정한 결과 정서조절의 부분 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 정 서조절 정도가 정신건강문제에 대한 직접적인 영향뿐만 아니라 자존감을 통한 간접적인 영향도 가지고 있음을 규 명한 것이다. 대부분의 사람들은 자신의 정서를 통제하고 관리하기를 원하며 부정적인 정서일수록 더욱 조절하고자 하며, 정서를 해석하고 다루는 방법에 따라 효율적인 정서 조절이 가능하고, 부정적인 정서가 정신건강에 해로운 영
향을 주는 것을 줄일 수 있다(Lee GS, 2009). 특히 정서조절 은 개인의 안녕감을 결정하는 중요한 요인으로 적응적인 정서조절 전략을 훈련하고 습관화함으로써 간호대학생들 의 정신건강 유지와 증진에 도움을 줄 수 있을 것으로 사 료된다. 또한 정서조절양식 전체와 정신건강이 부적 상관 관계를 보이는 결과는 Ohk JU(2010)와 일치하는 연구결과 로서, 이는 부정적인 정서를 경험하게 되었을 때 어떠한 정서조절 방법이라도 사용하는 것이 좋은 정신건강과 긍 정적인 관계가 있음을 시사하는 것이다. 정신건강과 관련 이 있는 자존감을 정서조절과 함께 고려하였을 때 정서를 조절하기 위하여 자신의 사회적 지지체계를 활용하여 타 인의 지지를 구하여 부정적 정서를 해결하는 것이 자존감 증진에 도움이 되며 정신건강에도 좋은 영향을 미치는 것 을 알 수 있었다.
따라서 대학생들에게 정신건강문제가 발생하는 것을 예 방하거나 이들이 건강하게 적응하도록 돕기 위해서는 개 인의 신념체계를 합리적으로 변화시키고 동시에 목표를 성취하고자 하는 자신의 능력을 신뢰할 수 있도록 자존감 을 향상시킬 수 있는 프로그램과 자신의 정서를 조절할 수 있도록 돕는 중재가 효과적일 것이다. 특히 정서조절은 경 험하는 정서를 다루고자 하는 과정이며 절차들이라고 할 수 있으며, 상황과 경험하는 정서의 종류에 따라서도 달라 질 수 있기에 학과, 동아리, 동문 등 다양한 대인관계를 통 하여 전공만족도를 높일 수 있는 프로그램이 필요하다고 본다. 또한 자존감 증진과 정신건강문제 해결을 위한 정서 조절 능력을 증진할 수 있는 간호중재 프로그램들이 개발 되어야 할 것이다.
본 연구의 제한점을 제시하면 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 G 광역시, J도에 위치한 2개 간호대학의 졸업 예정 학생들을 대상으로 하였기 때문에 연구결과를 일반화하는데 신중하여야 할 것이다.
둘째, 본 연구는 인과적 관계를 설명하는 연구임에도 불 구하고 변인들을 동시에 측정한 횡단적 연구 설계를 사용 하였기 때문에 연구결과를 인과적으로 추론하는 데에는 제한이 있을 수 있다.
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= 국문초록 =
본 연구는 간호대학생의 자존감과 정서조절, 정신건강 정도를 확인하고 자존감과 정신건강과의 관계에서 정서조절 의 매개효과를 파악하고자 한다. 연구대상자는 간호대학생 3, 4학년 182명이었다. 연구 도구는 자존감 척도(Rosen- berg's scale), 간이정신진단 검사(SCL-90-R), NMR (negative mood regulation) 등 구조화된 설문지를 이용하였다. 설문지를 통해 수집된 자료는 SPSS Win 17.0 Program을 이용하여 분석하였다. 연구의 결과는 다음과 같다. 대상자들의 자존감 정도는 약간 높은 수준이었고, 정신건강 수준은 중간 정도였다. 정서조절 정도는 약간 높은 것으로 나타났다. 자존 감, 정신건강, 정서조절은 유의한 상관관계가 있는 것으로 조사되었는데 자존감과 정신건강은 부적 상관관계(r=
−.639, p＜.001), 자존감과 정서조절은 정적 상관관계(r=.726, p＜.001), 그리고 정신건강과 정서조절은 부적 상관관 계(r=−.572, p＜.001)를 나타내었다. 대상자들이 인지한 자존감과 정신건강과의 관계에서 정서조절은 매개효과(β=
−.474, p＜.001)가 있는 것으로 나타났다. 따라서 간호대학생들의 정신건강문제를 예방하고 정신건강을 증진시키기 위해서는 정서조절에 중점을 둔 중재를 개발하여 적용하는 것이 효과적일 것이다.
중심단어: 간호대학생, 자존감, 정신건강, 정서
