본 연구는 수도권 소재 대학의 생명윤리위원회(IRB) 승인을 받은 후 자료를 수집하였다(승인번호: 202109-HB-001). 연구 참여자들은 1955년~1963년에 출생한 베이비부머로, 설문조사 업체를 통해 모집되었고 연구의 목적과 방법, 이익과 해, 보상 등에 대한 내용을 읽고 온라인 설문에 자발적으로 참여하였다. 설문은 2021년 10월부터 시작하여 2개월 간격으로 총 3회 실시되었다. 1차 설문조사에는 총 570명, 2차에는 총 430명, 3차에는 총 469명이 참여하였다. 수집한 자료는 1차부터 3차까지 동일 인물이 동일 ID를 가지는 데이터이다. 결측치와 이상치를 제외하고 1차부터 3차까지 모든 설문에 응답한 총 349명의 자료를 분석에 사용하였다. 참여자들의 인구통계학적 특성은 표 1과 같고, 평균 연령은 62.17(SD=2.44)세이고, 평균 연소득은 40,698,400(SD=20,920,820)원이었다.

억울

본 연구에서는 억울을 측정하기 위하여 전예슬, 김은하(2021)가 개발한 억울 척도를 사용하였다. 억울 척도는 총 15문항, 3개의 하위요인(정서/신체적 반응, 부당성 인식, 회피적 행동)으로 구성되어 있다. 첫 번째 하위요인인 ‘정서/신체적 반응’(6문항)은 억울의 정서적 특성 및 신체적 특성을 측정하는 요인으로, ‘나는 서럽고 심적으로 괴롭다’와 같은 문항이 포함되어 있다. 두 번째 하위요인인 ‘부당성 인식’(6문항)은 억울의 인지적인 특성을 측정하는 요인으로 ‘나는 최선을 다해 노력했지만 부당한 이유로 결과가 좋지 않았던 적이 있다’ 등의 문항이 포함된다. 세 번째 하위요인인 ‘회피적 행동’(3문항)은 억울의 행동적 특성을 측정하는 요인으로 ‘나는 상대방과 관계가 나빠질까봐 불쾌한 심정을 드러내지 못한다’와 같은 문항이 포함되어 있다. 각 문항은 5점 척도(0=전혀 그렇지 않다, 4=완전히 그렇다)로 응답하도록 되어 있고, 점수가 높을수록 억울 수준이 높음을 의미한다. 전예슬, 김은하 (2021)의 연구에서 이 척도의 내적합치도(Cronbach’s 𝛼)는 총점 .90 ‘정서/신체적 반응’ .91, ‘부당성 인식’ .86, ‘회피적 행동’ .80으로 나타났다. 본 연구에서는 1차시기 총점 .92, ‘정서/신체적 반응’ .91, ‘부당성 인식’ .85, ‘회피적 행동’ .79로 나타났고, 2차시기 총점 .91, ‘정서/신체적 반응’ .90, ‘부당성 인식’ .85, ‘회피적 행동’ .81로, 3차시기 총점 .92, ‘정서/신체적 반응’ .90, ‘부당성 인식’ .86, ‘회피적 행동’ .82로 나타났다.

우울

본 연구에서는 우울을 측정하기 위하여 Derogatis와 Cleary(1977)가 개발하고 김광일, 김재환, 원호택(1984)이 한국어판으로 타당화 및 표준화한 간이정신진단검사-90-R(Symptom Checklist-90-Revision; SCL-90-R)을 사용하였다. SCL-90-R은 총 90문항, 9개의 증상(신체화, 강박증, 대인예민, 우울, 불안, 적대감, 공포불안, 편집증, 정신증)을 측정하는 하위요인으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 이 중 우울을 측정하는 13문항만을 사용하였고, 문항의 예시로는 ‘매사에 관심과 흥미가 없다’, ‘기분이 울적하다’가 있다. 각 문항은 5점 척도(0=전혀없다, 4=아주 심하다)로 응답하도록 되어 있고, 점수가 높을수록 우울 증상을 많이 경험하고 있음을 의미한다. 박상규(2006)의 60세 이상 노인을 대상으로 한 연구에서 우울 요인의 내적합치도(Cronbach’s 𝛼)는 .90으로 나타났고, 본 연구에서는 1차, 2차, 3차시기에서 각각 .92, .92, .93으로 나타났다.

정신적 웰빙

본 연구에서는 정신적 웰빙을 측정하기 위하여 Keyes 등(2008)이 개발하고 임영진 등 (2012)이 한국어로 번안 및 타당화한 정신적 웰빙 척도(Mental Health Continuum-Short Form; MHC-SF)를 사용하였다. 이 척도는 총 14문항, 3개의 하위요인(정서적 웰빙, 심리적 웰빙, 사회적 웰빙)으로 구성되어 있다. 첫 번째 하위요인인 ‘정서적 웰빙’(3문항)은 개인의 정서적측면과 기분 상태를 측정하는 요인으로, ‘행복감을 느꼈다’와 같은 문항이 포함되어 있다. 두 번째 하위요인인 ‘사회적 웰빙’(5문항)은 사회에서의 유능함과 기능성을 측정하는 요인으로, ‘우리 사회가 나와 같은 사람들에게 더 살기 좋은 곳이 되어가고 있다고 느꼈다’와 같은 문항이 포함되어 있다. 세 번째 하위요인인 ‘심리적 웰빙’(6문항)은 개인의 기능과 능력에 대한 평가를 측정하는 요인으로 ‘내 삶이 방향감이나 의미를 갖고 있다고 느꼈다’ 등의 문항을 포함하고 있다. 각 문항은 6점 척도(0=전혀 없음, 5=매일)로 응답하도록 되어 있고, 점수가 높을수록 정신적 웰빙 수준이 높음을 의미한다. 임영진 등(2012)의 연구에서 이 척도의 내적합치도(Cronbach’s 𝛼)는 총점.93, ‘정서적 웰빙’ .88, ‘사회적 웰빙’ .81, ‘심리적 웰빙’ .90으로 나타났고, 본 연구에서는 1차시기에 총점 .92, ‘정서적 웰빙’ .91, ‘사회적 웰빙’ .80, ‘심리적 웰빙’ .88, 2차시기 총점 .93, ‘정서적 웰빙’ .90, ‘사회적 웰빙’ .85, ‘심리적 웰빙’ .91, 3차시기 총점 .93, ‘정서적 웰빙’ .91, ‘사회적 웰빙’ .84, ‘심리적 웰빙’ .90으로 나타났다.

본 연구에서는 억울, 우울, 정신적 웰빙 간의 종단적 상호 인과관계를 알아보기 위해 총 세 시점의 종단자료를 자기회귀교차지연 모형(Autoregressive cross-lagged modeling: ARCL)을 적용하여 분석하였다. 자기회귀교차지연 모형은 자기회귀 모형과 교차지연 모형을 합친 모형으로, 한 변인의 이전 시점(t-1)의 관찰 값이 t시점의 관찰 값을 예측하는 자기회귀효과(autoregressive effect)와 시간의 지연에 따라 발생하는 서로 다른 두 변인 간의 인과적 관계를 규명하는 교차지연효과(cross-lagged effect)를 동시에 살펴볼 수 있다는 장점을 지닌다(신희천, 장재윤, 이지영, 2008; 홍세희, 박민선, 김원정, 2007). 본 연구에서는 김민규, 김주환, 홍세희(2009)가 제안한 바와 같이, 자기회귀교차지연 모형을 적용하기 위해 시간에 따른 측정동일성, 경로동일성, 오차공분산 동일성을 순차적으로 분석하였다. 먼저, 측정동일성은 시간의 흐름에 따라 측정하고자 하는 변인의 구성 타당도를 입증하는 것으로, 잠재변수의 개념이 시간에 따라 변하지 않는다는 것을 통계적으로 검증한다. 둘째, 경로동일성은 잠재변인의 회귀계수가 시간에 따라 동일하다는 것을 검증하는 것으로, t시점과 t-1, t-1과 t-2에서 동일한 변인 간 자기회귀계수와 상이한 변인 간 교차회귀계수에 대한 동일성 검증을 확인한다. 마지막으로, 오차공분산 동일성은 각 시점에서 설정된 오차 간의 공분산을 고정시킴으로써 각 잠재변인 간의 관련성이 통계적으로 유의한 것인지 혹은 우연히 발생한 것인지 확인하는 것이다(김민규 등, 2009). 연구1과 연구 2의 연구 모형은 각각 그림 1, 그림 2와 같다.

연구 1과 연구 2의 측정모형 및 구조모형 적합도를 검증하기 위해 𝜒² 통계량(CMIN)과 자유도(df) 및 적합도 지수 CFI, TLI, RMSEA를 종합적으로 고려하여 판단하였다. 𝜒² 통계량은 적합도가 얼마나 좋지 않은지를 알려주는 부적합(badness of fit) 지수로, 값이 클수록 적합도가 나쁘다는 것을 의미한다. 하지만 𝜒² 통계량은 표본크기와 관찰변수들 간의 상관계수의 크기와 정규분포성에 민감하다는 단점이 있어, 𝜒² 값을 자유도로 나눈 표준카이제곱(CMIN/DF)을 사용한다. 일반적으로, CMIN/DF 값이 2 혹은 3보다 작으면 좋은 적합도 라고 판단하지만(강현철, 2013), 이 지수 역시 표본 크기에서 완전히 자유롭지 못하기 때문에(김진호, 홍세희, 추병대, 2007; Bollen, 1989), 다른 적합도 지수들과 함께 살펴볼 필요가 있다. 선행 연구들에 따르면, CFI와 TLI는 .90 이상이면 좋은 적합도를 의미하고, RMSEA는 .05 이하이면 좋은 적합도, .08 이하이면 괜찮은 적합도, .10 이하이면 보통 적합도에 해당한다(Browne, Cudeck, 1993; 김진호 등, 2007에서 재인용). 마지막으로, 모형 간 적합도를 비교하기 위해 𝜒² 에 비해 표본크기에 덜 민감한 CFI의 변화값(𝛥CFI)을 확인하였다. Chen(2007)이 제안한 기준치에 따라 동일화 제약을 설정한 모형과 이전 모형의 𝛥CFI가 .01이하이면 두 모형의 적합도가 대등한 것으로 판단하고 동일화 제약을 설정한 간명한 모형을 채택하게 된다.

주요 변인들의 평균과 표준편차 및 상관관계는 표 2와 같다. 상관분석 결과를 살펴보면, 1차에서 3차까지 측정한 주요 잠재변인 간의 상관관계가 모두 유의미한 것으로 나타났다. 또한 모든 변인들의 왜도와 첨도의 절대값은 기준치인 2와 4를 넘지 않아 정규분포 가정이 충족된 것으로 확인되었다(Hong, Malik, & Lee, 2003).

먼저, 연구 1에서는 우울과 정신적 웰빙을 포함한 자기회귀교차지연 모형의 측정모형을 검증한 결과, CMIN/DF=1.865, TLI=0.973, CFI=0.980, RMSEA=0.05로 좋은 적합도를 보였다. 다음으로, 측정동일성, 경로동일성, 오차공분산 동일성 검증을 위해 표 3과 같이 순차적으로 모형의 적합도를 비교하였다.

연구 1에서 모형들의 적합도를 비교한 결과는 표 4에 제시하였다. 구체적으로 살펴보면, 먼저 기저모형인 모형 1의 적합도 지수는 양호한 것으로 나타났다. 다음으로, 측정동일성을 검증하기 위해 설정한 모형 2와 모형 3의 적합도를 확인한 결과, 모형 1에 비해 𝛥CFI가 .01 미만으로 나타나, 시간에 따른 측정동일성이 충족되는 것으로 확인되었다. 또한 우울과 정신적 웰빙의 자기회귀계수를 시간에 따라 동일하게 제약한 모형 4와 모형 5의 적합도가 모형 3과 비교했을 때, 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나, 자기회귀계수 경로 동일성도 성립되었다. 우울과 정신적 웰빙의 교차회귀계수를 동일하게 제약한 모형 6과 모형 7의 적합도도 모형 5에 비해 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나, 교차회귀계수의 경로 동일성도 성립되었다. 마지막으로, 오차공변량을 동일하게 제약한 모형도 모형 7에 비해 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나, 오차공분산 동일성이 성립되었다. 이와 같이 모형 비교를 순차적으로 실시한 결과, 모형 1부터 모형 8까지의 𝛥CFI가 0.01을 초과하지 않아 모형8이 최종 모형으로 채택되었다.

연구 1의 최종모형인, 모형 8에서 산출된 우울과 정신적 웰빙의 표준화된 경로계수 결과는 그림 3과 같다. 먼저, 우울 1차와 정신적 웰빙 1차 간의 상관관계는 부적인 방향으로 유의한 것으로 나타났다. 둘째, 우울과 정신적 웰빙의 자기효과회귀 경로는 1차에서 2차와 2차에서 3차 모두 정적인 방향으로 유의미한 것으로 나타났는데, 이는 우울과 정신적 웰빙이 시간에 따라 안정적으로 유지됨을 의미한다. 셋째, 우울이 정신적 웰빙에 미치는 영향을 반영한 교차지연회귀 경로를 살펴보면, 우울 1차에서 정신적 웰빙 2차로 향하는 경로와 우울 2차에서 정신적 웰빙 3차로 향하는 경로 둘 다 부적인 방향으로 유의미한 것으로 확인 되었다. 즉, 이전 시점의 우울이 높으면 다음 시점의 정신적 웰빙이 낮아진다는 것이다. 넷째, 정신적 웰빙이 우울에 미치는 영향에 대해 살펴보면, 정신적 웰빙 1차에서 우울 2차로 향하는 경로와 정신적 웰빙 2차에서 우울 3차로 향하는 경로 모두 부적인 방향으로 유의미한 것으로 나타났다. 이는 이전 시점의 정신적 웰빙이 높으면 다음 시점의 우울이 낮아짐을 의미하는 결과이다. 이러한 결과들은 우울과 정신적 웰빙이 동시간대에서 유의한 관련성이 있을 뿐만 아니라 시간의 흐름에 따른 종단적 인과관계 속에서도 상호적으로 영향을 미침을 시사한다.

연구 2에서는 억울, 우울, 정신적 웰빙의 자기회귀교차지연 모형의 측정모형을 검증한 결과, CMIN/DF= 1.956, TLI=0.901, CFI=0.910, RMSEA=0.052로 좋은 적합도를 보였다. 연구2에서는 측정동일성 검증, 경로동일성 검증, 오차공분산동일성 검증을 위해 표 5와 같이 모형을 설정하고 순차적으로 적합도를 비교하였다.

연구 2에서 모형들의 적합도를 비교한 결과는 표 6과 같다. 그 결과를 살펴보면, 먼저, 기저모형인 모형 1의 적합도 지수가 양호한 것으로 나타났다. 다음으로, 측정동일성을 검증하기 위해 모형 2, 모형 3 및 모형 4의 적합도를 확인한 결과, 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나, 측정동일성이 성립되었다. 또한 억울, 우울, 정신적 웰빙의 자기회귀계수를 시간에 따라 동일하게 제약한 모형 5부터 모형 7까지의 적합도가 모형 4와 비교했을 때, 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나, 자기회귀계수 경로 동일성도 성립되었다. 억울, 우울, 정신적 웰빙의 교차회귀계수를 동일하게 제약한 모형 8부터 모형 13까지의 적합도가 이전 모형에 비해 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나 교차회귀계수의 경로 동일성도 성립되었다. 마지막으로 오차공분산을 동일하게 제약한 모형 14부터 모형 16까지의 적합도가 이전 모형에 비해 𝛥CFI가 0.01 미만으로 나타나 오차공분산 동일성도 성립되었다. 이처럼 모형 비교를 순차적으로 실시한 결과, 모형 1부터 모형 16까지의 𝛥CFI가 0.01을 초과하지 않아 모형16이 최종 모형으로 채택되었다.

연구 2의 최종모형인, 모형 16에서 산출된 억울, 우울, 정신적 웰빙의 표준화된 경로계수 결과는 그림 4에 제시하였다. 먼저, 억울 1차와 우울 1차, 우울 1차와 정신적 웰빙 1차, 억울 1차와 정신적 웰빙 1차 간의 상관관계가 모두 유의한 것으로 나타났다. 둘째, 억울, 우울, 정신적 웰빙의 자기회귀효과 경로는 1차에서 2차와 2차에서 3차 모두 정적인 방향으로 유의미한 것으로 나타나, 억울, 우울, 정신적 웰빙은 시간에 따라 안정적으로 유지됨을 알 수 있다. 셋째, 억울이 우울과 정신적 웰빙에 미치는 영향을 반영한 교차지연회귀 경로를 살펴본 결과, 억울 1차에서 우울 2차로 향하는 경로와 억울 2차에서 우울 3차로 향하는 경로는 정적 방향으로 유의미한 반면에 억울 1차에서 정신적 웰빙 2차로 향하는 경로와 억울 2차에서 정신적 웰빙 3차로 향하는 경로는 유의미하지 않은 것으로 확인되었다. 이는 이전 시점의 억울이 다음 시점의 우울은 예측하지만, 정신적 웰빙은 예측하지 못함을 의미한다. 넷째, 우울이 억울과 정신적 웰빙에 미치는 영향을 나타내는 교차지연회귀 경로를 확인한 결과, 우울 1차에서 억울 2차로 향하는 경로와 우울 2차에서 억울 3차로 향하는 경로는 정적 방향으로 유의미하였지만, 우울 1차에서 정신적 웰빙 2차로 향하는 경로와 우울 2차에서 정신적 웰빙 3차로 향하는 경로는 유의미하지 않은 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 이전 시점의 우울이 다음 시점의 억울은 예측하는 반면에 정신적 웰빙은 예측하지 못함을 시사한다. 마지막으로, 정신적 웰빙이 억울과 우울에 미치는 영향에 대한 교차지연회귀 경로를 살펴보면, 정신적 웰빙 1차에서 억울 2차로 향하는 경로와 정신적 웰빙 2차에서 억울 3차로 향하는 경로는 부적 방향으로 유의미하였지만, 정신적 웰빙 1차에서 우울 2차로 향하는 경로와 정신적 웰빙 2차에서 우울 3차로 향하는 경로는 유의미하지 않은 것으로 확인되었다. 즉 이전 시점의 정신적 웰빙이 다음 시기의 억울은 예측하지만, 우울은 예측하지 못한다는 것이다.

본 연구는 베이비부머가 경험할 수 있는 억울에 주목하여, 억울과 정신건강(우울, 정신적 웰빙) 간의 종단적 인과 관계에 대해 살펴보았다. 본 연구의 결과와 시사점에 대한 논의는 다음과 같다. 첫째, 연구 1에서는 자기회귀 교차지연 모형을 통해 우울과 정신적 웰빙의 자기회귀효과를 살펴보았는데, 그 결과, 이전 시점의 우울과 정신적 웰빙이 다음 시점의 우울과 정신적 웰빙에 각각 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 먼저 우울의 경우, 우울이 이후 시점의 우울을 비교적 안정적으로 예측한다는 선행 연구의 결과와 그 맥을 같이 하는데, 특히, 노인을 대상으로 한 김경호(2019)와 이형하(2020)가 실시한 종단 연구에서도 이전 시점의 우울이 이후 시점의 우울을 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 이 밖에도, 저소득층 중년여성의 우울을 2년간 세차례 추적 조사한 연구에서도, 우울 수준이 안정적으로 유지되고 있음이 확인된 바 있다(성준모, 2010). 정신적 웰빙의 경우에도, 우울과 마찬가지로 단기간에 걸쳐 안정적으로 유지되는 특성을 보여주었는데, 이와 같은 결과는 정신적 웰빙의 안정성을 보고한 기존 연구들과 일맥상통한다. 예를 들어, 여러 종단연구를 통해 정신적 웰빙은 시간이 지나도 비교적 비슷한 수준을 유지하는 것으로 확인되었다(Biermann, Bitzer, & Gören, 2022; Cheng, Powdthavee, & Oswald, 2017). 이는 정신적 웰빙이 유전과 성격에 지대한 영향을 받기 때문에(Diener, Suh, & Oishi, 1997; Lucas, 2007) 시간에 따라 쉽게 변하지 않는 측면이 있고, 또한 정신적 웰빙 상태에 있는 사람은 이미 자신만의 적응적인 스트레스 대처전략, 사회적 지지체계 등을 확보하고 있기 때문에 부정적인 상황이나 어려움에 당면해도 정신적 웰빙 상태를 유지할 수 있는 것으로 보인다(Blanchflower, 2021). 다만, 일부 국내 연구에서는 노인의 삶의 만족이 경제적 어려움이나 건강상의 문제로 인해 감소된다는 결과들이 나타났다는 점을 고려할 때(정순둘, 성민현, 2012), 베이비부머의 정신적 웰빙이 보이는 안정적 특성을 절대적인 것으로 보는 데에는 무리가 있다.

둘째, 연구 1에서, 우울과 정신적 웰빙의 상호 교차지연효과를 살펴보면, 우울이 정신적 웰빙에 그리고 정신적 웰빙은 우울에 각각 서로 부적인 방향으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 이전 시점에 높은 수준의 우울을 경험하면 이후에 낮은 수준의 정신적 웰빙을 경험할 가능성이 높고, 이전 시점에 높은 수준의 정신적 웰빙을 경험하면 이후에 낮은 수준의 우울을 경험하게 된다는 것이다. 이는 우울이 삶의 만족에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 연구 결과(김동주, 김나현, 도광조, 2020; 유인영, 임민경, 유원섭, 2002; 최옥분, 2021; 홍영준, 이정훈, 2014; Prince et al., 2007) 및 삶의 만족이 우울에 영향을 미칠 수 있다는 연구 결과(정순둘, 구미정, 2011; Kang et al., 2021)와 그 맥을 같이 한다. 이러한 선행 연구들이 대부분 횡단적 연구라는 점을 고려할 때, 본 연구는 우울과 정신적 웰빙이 4개월에 걸쳐 서로에게 상호 영향을 미칠 수 있음을 확인했다는 점에서 차별성을 갖는다.

셋째, 연구 2에서는 연구 1의 모형에 억울 변인을 추가로 투입하여 자기회귀교차지연모형을 분석하였다. 먼저, 억울, 우울, 정신적 웰빙 각각의 자기회귀효과를 살펴본 결과, 모두 유의미한 것으로 나타났다. 이는 이전 시점의 억울도 비교적 안정적으로 다음 시점의 억울을 예측함을 의미하는 결과이다. 아직까지 억울에 대한 종단 연구가 없어 직접적으로 비교하기는 어렵지만, 비슷한 주제를 다룬 Mohiyeddini와 Schmitt(1997)의 연구에서는, 개인이 특정 상황을 불공정하다고 지각하는 정도와 이때 보이는 인지적, 정서적, 행동적 반응이 8주간 비슷한 수준으로 유지되었다. 억울이 부당함에 대한 인식과 그에 따른 정서 및 행동적 반응이라는 점을 고려할 때(전예슬, 김은하, 2021), Mohiyeddini와 Schmitt(1997)의 연구는 억울이 안정적인 특성을 지닌다는 본 연구의 결과와 관련이 있다. 또한 차별을 많이 경험할수록, 자신이 사는 세상을 불공정하게 생각하게 되고, 궁극적으로 모호한 사회적 상황도 자신에 대한 차별적인 상황으로 해석하게 된다는 선행 연구 결과(Hafer, & Choma, 2009; Lipkus, & Siegler, 1993)와도 그 맥을 같이 한다. 즉, 억울을 경험할수록 정당한 세상에 대한 믿음이 약하기 때문에 불공정성에 대한 민감도가 높아져 다시 억울을 경험할 가능성이 높다는 것이다.

넷째, 억울, 우울, 정신적 웰빙 간의 상호교차지연효과를 분석한 결과, 억울과 우울은 상호적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 이전 시점에 높은 수준의 억울을 경험한 사람은 다음 시점에 우울을 경험할 가능성이 높고, 이전 시점에 높은 수준의 우울을 경험한 사람은 다음 시기에 억울을 경험할 가능성이 높다는 것이다. 억울의 관점에서 이 결과는 부정적인 감정을 억제하거나 회피하면 우울로 이어질 수 있다는 선행 연구의 결과(민경환, 2002; Greenberg, & Paivio, 1997; Langner, Epel, Matthews, Moskowitz, & Adler, 2012)와 그 맥을 같이 한다. 즉, 억울이 분노, 괴로움, 절망감, 배신감 등과 같은 복합적인 감정을 억제 혹은 회피함에 따라 나타나는 현상이라는 점을 고려할 때, 억울이 우울을 예측한다는 본 연구의 결과는 예상 가능한 결과이나, 이를 경험적으로 확인한 첫 시도였다는 점에서 의미가 있다. 다음으로, 우울의 관점에서 억울과 우울 간의 관련성에 대해 살펴보면, 우울을 경험하는 사람들이 높은 반추와 부정적 기억 편향을 보이는 반면에 낮은 긍정적 기억 편향을 보인다는 기존의 연구 결과와 일맥상통한다. 가령, 권정혜, 권호인(2012)의 연구에 따르면, 우울증 집단은 통제 집단에 비해 부정적인 사건을 더 많이 생각하고 기억하는 것으로 확인되었는데, 이는 우울할수록, 억울한 사건이나 상황에 대해 더 초점을 두게 되고, 이러한 인지적 편향 때문에 억울을 더 많이 느낄 수 있음을 의미한다.

다섯째, 억울과 정신적 웰빙 간의 상호 교차지연효과도 살펴보면, 이전 시점의 억울은 다음 시점의 정신적 웰빙을 예측하지 않는 반면, 이전 시점의 정신적 웰빙은 다음 시점의 억울을 예측하는 것으로 나타났다. 먼저, 억울이 정신적 웰빙에 영향을 미치지 않는다는 결과는 억울이 우울에 영향을 미친다는 결과와 대조되는 결과로, 이는 높은 수준의 억울이 부정적인 결과(예. 우울)로는 이어질 수 있지만, 낮은 수준의 억울이 긍정적인 결과(예. 심리적 웰빙)를 유발할 수는 없음을 시사한다. 이러한 결과는 부정 정서나 심리적 문제의 부재가 곧 행복이나 삶의 만족도를 의미하는 것은 아니라는 긍정심리학의 관점, 특히, Keyes의 이론적 모델을 지지하는 결과이다. 이에 반해, 이전 시점의 정신적 웰빙은 다음 시점의 억울을 예측하는 것으로 확인되었는데, 이러한 결과는 정신적 웰빙, 가령, 긍정 정서(예. 행복, 만족감)를 많이 경험할수록, 부정적인 정보 보다 긍정적인 정보에 더 주의를 기울이는 편향을 보이고 더 적극적으로 스트레스 상황에 대처 할 수 있기 때문인 것으로 보인다(Diener, & Lucas, 2000; Xu et al., 2015).

마지막으로, 연구 2에서 우울과 정신적 웰빙 간의 상호 교차지연효과는 양방향 모두 유의하지 않는 것으로 나타났다. 이는 연구 1의 결과와 상반되는 결과로, 연구 1에서 이미 우울과 정신적 웰빙의 인과관계는 유의한 것으로 확인된 바 있다. 연구 2의 이러한 결과는, 우울과 정신적 웰빙의 인과관계 검증 모형에 억울 변인을 추가로 투입함에 따라서, 우울과 정신적 웰빙 간의 상호 효과에 대한 통계적 설명력이 감소되었기 때문인 것으로 보인다. 즉, 억울 변인이 우울과 정신적 웰빙 간의 상호 효과를 통제할 만큼 강한 설명력을 지니는 변인일 수 있다는 것이다. 앞서 밝힌 바와 같이, 기존의 많은 횡단 연구를 통해 우울과 정신적 웰빙이 서로 밀접한 관련성이 있다는 결과들이 보고되었기 때문에(예. 김동주 등, 2020; 신성일, 김영희, 2013; 정재훈 등, 2021; 정순둘, 구미정, 2011; 홍영준, 이정훈, 2014; Kang et al., 2021; Wood, & Joseph, 2010), 연구 2의 결과만으로 우울과 정신적 웰빙이 서로 영향을 미치지 않는다는 결론을 내리기는 어렵다. 다만, 4년간에 걸친 종단자료를 분석한 김경호(2019)와 이형하(2020)의 연구에서도 노인기의 우울과 삶의 만족 간에 상호 교차지연 영향이 유의미하지 않은 것으로 확인된 바 있다. 이형하(2020)의 연구에서 우울과 삶의 만족 간의 상관관계가 높은 수준이었지만 (r=-.59~.63), 분석 기간이 경과하면서 상관관계(r=-.17~.30)가 약해진 것으로 확인된 바, 후속 연구를 통해 시간이 지남에 따라 우울과 정신적 웰빙 간의 상호 관계가 어떻게 달라지는지 그리고 이 관계를 어떤 변인이 조절 혹은 매개하는지 확인할 필요가 있겠다.

본 연구의 학문적 의의는 다음과 같다. 먼저, 본 연구는 Keyes의 완전정신건강모델에 기반하여 정신건강의 부정적 지표인 우울 뿐만아니라 긍정적 지표인 정신적 웰빙에 대해 살펴보았다는 데 그 의의가 있다. 특히, 이 두변인의 자기회귀효과와 상호 교차지연효과를 살펴봄으로써 우울과 정신적 웰빙이 4개월에 걸쳐 비교적 안정적으로 지속된다는 점, 그리고 우울과 정신적 웰빙이 상호 교류적으로 영향을 미칠 수 있다는 점을 밝혔다는 데 그 의의가 있다. 둘째, 본 연구는 베이비부머를 대상으로 억울을 살펴보았다는 데 그 의의가 있다. 아직까지 억울에 대한 연구는 소수에 불과하며, 기존 연구들은 대부분 질적 연구이거나 청년층을 대상으로 진행되었다. 본 연구는 국내에서 처음으로 억울이 우울 및 정신적 웰빙과 어떤 관련성이 있는지 살펴본 연구로, 특히 종단 자료를 통해 이 변인들의 자기회귀효과와 상호 교차지연효과를 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 본 연구를 통해 억울이 우울을 예측하는 변인이라는 점이 밝혀진바, 향후 베이비부머의 우울 예방 및 개입에 있어 억울을 다룰 필요가 있음을 알 수 있다. 셋째, 본 연구는 정신적 웰빙이 낮은 수준의 억울을 예측한다는 점을 밝혔다는 데도 의의가 있는데, 이러한 결과는 억울이 우울을 예측하는 변인이라는 점을 고려할 때, 정신적 웰빙이 억울 뿐만 아니라 간접적으로 우울에 대한 보호 및 완충의 긍정적 자원임을 알 수 있다.

본 연구의 결과는 상담 실제에 몇 가지 시사점을 지닌다. 첫째, 본 연구를 통해 억울, 우울과 정신적 웰빙의 자기회귀효과가 유의한 것으로 확인된바, 베이비부머의 억울이나 우울에 대한 적극적인 개입이 필요하겠다. 베이비부머는 청년층이나 중년층에 비해 상담에 대한 인식이 낮고 심리적 문제가 발생했을 때 정신건강 전문가보다는 신체 관련 전문의를 찾는 경우가 많다는 점을 고려할 때(주용국, 2009), 이들을 대상으로 상담에 대한 홍보, 찾아가는 상담 등을 통해 적극적으로 상담의 효과성에 대해 알릴 필요가 있겠다. 또한 베이비부머와의 상담시, 내담자가 가지고 있는 억울이나 우울에 대한 잘못된 상식(예. ‘시간이 약이다’)에 대해 탐색하고 심리교육을 통해 전문적인 치료의 중요성을 강조할 필요가 있겠다. 둘째, 억울과 우울 간의 교차지연효과가 유의미하다는 본 연구의 결과를 고려할 때, 우울 증상을 호소하는 내담자와 상담할 때, 억울에 대해 다루는 것이 중요하겠다. 가령, 어떤 이유로 얼마나 억울을 경험하고 있는지, 억울한 감정을 억제 혹은 회피하고 있는지 등에 대해 살펴보고, 상담 회기 내에서 자신의 감정을 최대한 표현할 수 있도록 격려할 필요가 있겠다. 또한 우울로 인해 부정적인 사건에 더 주의를 기울이고 모호한 상황도 부정적으로 해석할 수 있다는 점으로 미루어볼 때, 인지적 재구성이나 탈융합 기법과 같은 인지적 개입을 활용할 필요가 있겠다. 셋째, 본 연구에서 정신적 웰빙이 억울을 완화할 수 있다는 결과가 밝혀진바, 억울을 예방하기 위해서 는 증상 감소 뿐만 아니라 웰빙 향상을 위한 개입도 중요할 것으로 보인다. 예를 들어, 억울과 관련한 부정적인 감정이나 사고에 대해 충분히 탐색하는 것도 중요하지만 내담자가 가지고 있는 강점이나 자원 그리고 문제를 해결하고 싶어 하는 욕구 등에 대해서도 적극적으로 탐색하고 활용할 필요가 있다. 또한 내담자의 긍정 정서를 향상시킬 수 있는 활동(예. 신체적 활동, 사회적 활동)이나 감사, 용서, 희망과 같은 긍정적인 주제에 대해 논의하는 것도 도움이 되겠다.

마지막으로 본 연구의 한계점 및 후속 연구를 위한 제안점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 자기회귀교차지연모형을 통해 억울, 우울, 정신적 웰빙 간의 종단 관계를 검증하였지만, 4개월이라는 단기간의 종단자료를 활용하여 그 이상의 장기적인 예측을 할 수 없다는 한계가 있다. 우울과 정신적 웰빙 간의 관계가 분석 기간에 따라 달라질 수 있다는 선행 연구(이형하, 2020)를 고려할 때, 후속 연구에서는 좀 더 장기적인(예. 6개월, 1년) 종단연구를 통해 억울, 우울, 정신적 웰빙 간의 관계를 재확인할 필요가 있겠다. 둘째, 본 연구에서는 참여자들의 개인 내 변화를 살펴보지 않았다는 한계가 있다. 자기회귀교차지연 모형은 시간의 흐름에 따른 변화와 안정성을 확인하는데 유용하지만(김동하, 엄명용, 2016), 베이비부머의 억울, 우울, 정신적 웰빙이 개인에 따라 어떻게 얼마나 변화하는지 그 정도와 비율에 대해서는 알 수 없다는 한계를 지닌다. 후속 연구에서는 잠재성장모형이나 종단 매개모형을 활용한 검증을 통해 이들 변인의 개인내 효과를 증폭 혹은 억제시키는 기제가 무엇인지에 대해 살펴봄으로써, 정신건강에 대한 더 깊은 이해를 이끌어 낼 수도 있을 것이다. 셋째, 연구 2의 분석 결과에서, 정신적 웰빙과 억울, 우울 간의 관계에서 매개효과의 존재 가능성이 예상되는 결과가 도출되었다. 본 연구에서는 자기회귀교차지연 모형을 통해 이들 변인의 상호 교류하는 인과관계를 검증하는 데에 목적이 있었기 때문에 이에 대해 깊이 다루진 못하였다. 후속 연구에서 억울이 정신적 웰빙과 우울의 관계를 매개할 가능성에 대해 살펴본다면, 긍정적 정신건강과 부정적 정신건강을 매개하는 기제로서의 억울에 대해서도 조명해 볼 수 있을 것으로 기대된다. 넷째, 본 연구는 우울 및 정신적 웰빙에 영향을 미치는 연령, 성별, 교육수준, 소득 등과 같은 사회경제 및 인구통계적 특성을 고려하지 않았다는 한계가 있다. 특히, 소득은 우울이나 웰빙과 관련이 있는 변인으로 여러 연구들에서 보고된 바 있으므로(Sacks, Stevenson, & Wolfers, 2010; Diener, Sandvik, Seidlitz, & Diener, 1993), 후속 연구에서는 이러한 특성에 따라 본 연구의 결과가 어떻게 달라지는지 확인할 필요가 있겠다.

이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 베이비부머가 자주 느낄 수 있는 억울에 대한 연구가 없다는 점을 고려하여, 이들을 대상으로 억울, 우울, 정신적 웰빙 간의 관련성을 살펴보았다는 데 그 의의가 있다. 특히, 기존 연구와는 달리 종단 자료를 통해 이들 간의 상호 인과관계를 탐색하였다는 데 그 의의가 있다. 본 연구의 결과는 앞으로 베이비부머의 우울을 예방 및 완화시킴과 더불어 정신적 웰빙도 향상시킬 수 있는 상담 및 교육 프로그램을 개발하는데 기초 자료로 사용될 수 있을 것이다. 더불어, 억울이 다른 연령대의 한국인들에게서도 자주 나타나는 정서라는 점을 고려할 때, 본 연구를 시작으로 억울에 대한 연구가 더욱 활성화될 수 있기를 기대해본다.