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J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs > Volume 34(1); 2025 > Article
일개 광역시 주민의 지각된 스트레스와 자살성의 관계에서 외상후 스트레스와 우울이 미치는 영향: 회복탄력성의 조절효과

Abstract

Purpose

This study aimed to examine the mediating effects of posttraumatic stress and depression on the relationship between perceived stress and suicidality, and to explore the moderating and moderated mediating effects of resilience in this relationship.

Methods

This secondary data analysis utilized data from the 2023 G metropolitan city mental health survey, which included 1,000 participants. The analysis was conducted using SPSS/WIN 25.0 and the PROCESS macro 4.3, with significant values of resilience identified using the Johnson- Neyman method.

Results

Posttraumatic stress and depression were found to mediate the effect of perceived stress on suicidality. Additionally, resilience moderated the relationships between perceived stress and posttraumatic stress, as well as between posttraumatic stress and depression. Furthermore, resilience had a moderated mediating effect on the relationship between stress and suicidality. Specifically, when resilience levels were between 84.14 and 84.90, posttraumatic stress did not significantly affect depression, and the dual mediating effect of posttraumatic stress and depression on the relationship between stress and suicidality was not observed.

Conclusion

The findings suggest that developing resilience training programs may be essential for suicide prevention, even in contexts of severe stress or trauma.

서 론

1. 연구의 필요성

자살은 전 세계적인 매우 중대한 공중 보건 문제로, 매년 70만 명 이상의 사람들이 자살로 사망하고 있으며, 가족과 지역사회 전체에 매우 깊은 상처와 파괴적인 영향을 미치는 비극적인 사건이다[1]. 우리나라의 자살률은 1998년 외환위기와 2003년 카드 대란, 2009년 글로벌 금융위기를 거치면서 급격하게 증가하여 2011년 인구 10만 명당 31.7명으로 최고치를 기록하였고, 이후 약간씩 감소하는 경향을 보였으나, 여전히 OECD 회원국 중 10년 넘게 부동 1위를 유지하고 있다[2]. 2021년 OECD 회원국의 연령 표준화 자살률은 11.1명(인구 10만 명 당 자살자 수)에 비해 2.2배 높은 24.1명으로 매우 심각한 상태이다[3]. 2022년 우리나라 사망원인 순위 중 자살은 전체 6위를 차지했고, 연령별로는 10대, 20대, 30대 사망원인 1위, 40대, 50대 사망원인 2위, 60대 사망원인 5위로 암이나 심장질환, 폐렴, 뇌혈관 질환 등과 같은 10대 주요 사망원인 중의 하나이다[4].
자살은 사회 ․ 경제 ․ 문화적 및 심리적 요인들과 기타 삶의 위기들이 서로 교차하면서 일어나는 다양하고 복잡한 요인들의 영향을 받는 것으로 알려져 있다[1]. 자살 관련 연구는 그 특성상 자살사망자를 직접적으로 연구대상으로 하기 어렵기 때문에, 다양한 인구집단을 대상으로 자살생각, 자살계획 및 자살시도와 같은 자살 행동과 관련된 위험요인을 분석하는 연구가 진행된다. 선행연구들은 스트레스가 자살생각이나 시도와 같은 자살성을 증가시키는 강력한 예측인자임을 밝히고 있고[5,6], 우울을 매개로 자살성에 영향을 미치는 것으로 나타났으며[7], 트라우마나 심각한 스트레스 사건 이후 나타나는 외상 후 스트레스장애는 우울을 매개하여 자살생각을 증가시키는 것으로 보고하였다[8,9]. 특히 지난 2020년 이후 COVID-19로 인한 팬데믹 상황에서 스트레스 경험은 정신질환이 있거나 이전에 자살시도 경험이 있는 취약성이 높은 개인에게는 훨씬 더 높은 수준의 심리적 스트레스를 유발하여 자살 사고를 증가시키는 것으로 나타났다[10]. 이와 같은 선행연구결과들은 결국 높은 수준의 스트레스 지각은 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제를 매개로 자살성에 영향을 미치므로, 자살예방을 위해 이와 같은 자살의 위험요인을 고려하는 중재가 필요함을 시사해 준다.
그러나 최근 연구는 심각한 스트레스 사건에 노출되었다 할지라도 모든 사람이 정신질환이 생기거나 자살 행동으로 발전되지 않는다는 사실에 주목하고, 자살예방을 위한 전략으로 자살의 위험요인뿐만 아니라 보호요인으로써 회복탄력성(resilience)과의 관계를 규명하여 중재 방안을 마련할 것을 제안한다[11]. 회복탄력성은 스트레스와 역경을 마주할 때, 정상적인 심리적 ․ 신체적 기능 상태를 유지면서 적응적으로 극복하는 능력이면서, 동시에 끊임없이 변화할 수 있는 역동적인 과정으로써 언급된다[12]. 선행연구들은 회복탄력성이 스트레스가 자살성에 미치는 영향[13,14], 청소년의 집단따돌림이 우울감에 미치는 영향[15], 소방대원의 외상후 스트레스 증상이 자살생각에 미치는 영향[16]에서도 모두 조절효과를 나타낸다고 일관되게 보고하였다. 또한 스트레스 사건 경험이 청소년들의 자해 위험성을 증가시키는 경로에서 우울의 매개효과와 함께, 동시에 회복탄력성의 조절된 매개효과가 있음을 밝혀, 보호요인을 강조하였다[17]. 이는 회복탄력성이 스트레스 사건이나 트라우마와 같은 부정적인 경험들로 인해 외상후 스트레스 장애나 우울과 같은 스트레스 관련 장애나 다른 정신질환의 발생률을 줄이고, 자살성이 증가하는 것을 감소시킬 수 있다는 견해와 일치한다[18].
또한 회복탄력성은 청소년의 스트레스, 외상후 스트레스와 우울과 같은 자살위험요인과 함께 매개효과가 있다고 보고하였고[19], 소방공무원의 외상후 스트레스 장애가 우울을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 자살생각에 이르는 경로에서 회복탄력성의 조절된 매개효과는 없는 것으로 보고하였다[9]. 이처럼 선행연구들은 자살성을 증가시키는 자살의 위험요인들과의 관계에서 회복탄력성의 조절효과가 있음을 보고하였으나, 매개효과만 나타내거나 매개효과와 조절효과를 동시에 나타내는 조절된 매개효과가 있는지는 불분명하다.
지금까지 자살 관련 선행연구결과들을 종합해 볼 때, 다양한 스트레스 사건 경험 이후 스트레스 지각이 외상후 스트레스 및 우울을 통해 직‧간접적으로 자살성에 영향을 미치는 다양한 경로가 발생할 수 있고, 자살성을 증가시키는 각 경로에서 회복탄력성의 조절효과가 있을 것으로 추측할 수 있으며, 동시에 회복탄력성이 자살성에 이르는 경로에서 조절된 매개효과가 있는지 추가로 검증해 볼 필요가 있겠다.
따라서 본 연구에서는 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향 관계에서 외상후 스트레스나 우울의 매개효과를 검증하고, 더 나아가 회복탄력성이 각 변수와의 상호작용을 통해 자살성에 영향을 미치는 조절효과를 나타내는지와 우울이나 외상 후 스트레스를 매개로 한 경로에서의 조절된 매개효과가 있는지도 함께 검증하고자 한다. 본 연구는 지난 2020년 이후 COVID-19로 인한 팬데믹 상황을 거치면서 이후에 나타나는 다양한 사회경제적 스트레스 사건을 경험한 지역사회 시민들의 자살성을 증가시키는 경로를 탐색하고, 자살성을 감소시킬 수 있는 회복탄력성의 완충효과를 밝혀, 자살예방을 위한 효과적인 중재를 개발하기 위한 근거를 제시하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구는 일개 광역시 시민의 지각된 스트레스와 자살성의 관계에서 외상후 스트레스와 우울의 영향을 알아보고, 회복탄력성의 조절효과를 검증하기 위한 것으로, 구체적인 목적은 다음과 같다.
• 연구대상자의 일반적 특성에 따른 자살성의 차이를 파악한다.
• 연구대상자의 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 매개효과를 확인한다.
• 연구대상자의 지각된 스트레스, 외상후 스트레스와 우울이 자살성에 미치는 영향과 회복탄력성의 조절효과를 검증한다.
• 연구대상자의 지각된 스트레스, 외상후 스트레스, 우울이 자살성에 미치는 영향에서 회복탄력성의 조절된 매개효과를 검증한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 지각된 스트레스와 자살성의 관계에서 외상후 스트레스와 우울이 미치는 영향과 회복탄력성의 조절효과를 검증하기 위한 서술적 조사연구로, 2023년 G 광역시 정신건강실태 조사 자료를 이용한 이차 자료분석 연구이다.

2. 연구대상 및 자료수집

본 연구는 2023년 G광역시 정신건강실태 조사 자료를 분석에 활용하였다. 연구대상은 2023년 1월 1일 G광역시에 거주하는 만 19시 이상 65세 미만 성인 남녀를 대상으로, 주민등록 현황에 따라 성별, 연령별, 지역별로 인구 구성비에 맞게 할당 표집되었다. 자료수집방법은 2023년 5월 1일부터 5월 10일까지 온라인 조사 900명과 면접조사 100명으로 총 1,000명에게 자료를 수집하였다.

3. 연구도구

연구도구는 G광역시 정신건강실태조사에서 사용한 도구 일부를 사용하였다. 연구도구의 신뢰도는 Cronbach’s alpah 를 이용하였으며, 정규성을 만족하지 못하는 자살성은 Mc-Donald’s omega로 신뢰도 분석을 실시하였다.

1) 지각된 스트레스

지각된 스트레스는 Cohen, Kamarck와 Mermelstein [20]이 개발하고 Park과 Seo [21]가 번안한 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale, PSS)를 사용하였다. PSS는 ‘전혀 아니다’에서부터 ‘매우 그렇다’까지 5점 척도로 총 10문항으로 구성되어 있으며, 합산 점수가 높을수록 지각된 스트레스가 높은 수준임을 의미한다. 하위요인으로는 긍정적 지각과 부정적 지각으로 나누어지며, 긍정적 지각에 해당하는 4번, 5번, 7번, 8번 문항은 역채점 문항이다. Park과 Seo [21]의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .87, 본 연구에서는 .72였다.

2) 외상후 스트레스

한국 외상후 스트레스 선별 평가지(Korean version of the Primary Care PTSD Screen for DSM-5, K-PC-PTSD-5)로, Prins 등[22]이 개발하고 개정한 PC-PTSD-5 척도를 Yeom [23]이 국내에 타당화 한 K-PC-PTSD-5 척도를 사용하였다. 외상후 스트레스 장애(Posttraumatic Stress Disorder, PTSD) 증상 수준을 확인하기 위해 지난 1개월 동안 경험한 침습, 회피, 마비, 과각성, 부정적 정서를 측정하는 다섯 개의 문항에 ‘예’, ‘아니오’로 응답하도록 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 PTSD 증상을 더 많이 경험함을 의미한다. 해당 척도는 단일 요인으로 구성되어 있으며, Prins 등[22]의 연구에서의 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺ .73, 본 연구에서는 .81이었다.

3) 우울

우울은 Kroenke, Spitzer와 Williams [24]가 개발한 우울증 선별도구인 환자 건강 질문지(The Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)를 An 등[25]이 타당화 한 한국어판 도구를 사용하였다. 각 문항은 피곤감 및 기력 저하, 일을 하는 것에 대한 흥미나 재미가 거의 없음, 가라앉은 느낌, 우울감 또는 절망감, 자신이 나쁜 사람이라는 느낌 또는 자신을 실패자라고 느끼기 때문에 자기 가족이 불행하게 되었다는 느낌 등이 얼마나 느껴지는지를 ‘전혀 없다’, ‘일주일 미만’, ‘일주일 이상’, ‘거의 매일’의 4점 척도로 구성되어 있다. 점수의 범위는 0점부터 27점으로, 점수가 클수록 우울 수준이 높은 것을 의미한다. 총점이 5~9점: 가벼운 우울, 10~19점:중간 수준의 우울, 20~27점:심한 수준의 우울로 나눌 수 있다. An 등[25]의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .95, 본 연구에서는 .90이었다.

4) 회복탄력성

회복탄력성은 Conner와 Davidson [26]이 개발하고 Baek 등[27]이 번안하여 표준화한 K-CD-RISC (Korean Conner-Davidson Resilience Scale)를 사용하여 측정했다. K-CD-RISC는 강인성(9문항), 인내(8문항), 낙관성(4문항), 지지(2문항), 영성(2문항)의 하위척도로 구성되어 있고, ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘거의 대부분 그렇다’까지의 5점 척도이다. 점수가 높을수록 회복탄력성이 높음을 의미한다. Baek 등[27]의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach’s ⍺는 .89, 본 연구에서는 .95였다.

5) 자살성(sucidality)

자살성을 측정하는 변수는 본 연구의 목적에 맞는 측정도구를 사용하기 어려웠지만, G시 정신건강실태조사에서 사용한 자살생각, 자살계획, 자살시도에 대한 질문으로 3문항으로 구성된 도구를 사용하였다. 자살생각과 자살계획, 자살시도를 어느 정도 했는지에 따라 점수를 부여하였다. 없다 0점, 오래전에 있다 1점, 지난 1년 이내에 있다 2점을 부여하여 최소 0점에서 최대 6점의 점수 범위를 나타낸다. 자살성의 신뢰도는 .78이었다.

4. 자료분석

자료분석은 SPSS/WIN 25.0 프로그램과 PROCESS macro 4.3을 이용하여 분석하였다. 연구대상자의 일반적 특성과 변인의 기술통계량은 기술통계를 사용하였고, 설문 문항의 내적 일치도는 Cronbach’s ⍺를 이용하였고, 정규성을 만족하지 못하는 자살성은 McDonald’s omega로 신뢰도 분석하였다. 인구학적 특성에 따른 자살성의 차이는 정규성을 만족하지 못하여 일반화 선형 모형(GLM)으로 분석하였다. 주요 변인 간의 상관분석은 Pearson’s correlation coefficient를 이용하였고, 스트레스, 외상후 스트레스, 우울이 자살성에 미치는 영향에 대하여, 자살성이 정규성을 만족하지 못하는 것으로 나타나 Bootstrapping 방법을 이용하였으며, 잔차의 등분산성(Breusch-Pagan’s =884.948, p<.001)을 만족하지 못하여 표준오차를 보정하는 이분산 방법을 이용하여, Bootstrap 방법을 이용하여 Heteroscedasicity Regression (이분산성 회귀분석)을 실시하였다. 스트레스가 자살성에 미치는 영향에 대하여 외상후 스트레스와 우울의 매개효과와 회복탄력성의 조절 효과와 조절된 매개효과를 Process macro를 이용하여 분석하였고, 회복탄력성의 조절 효과와 조절된 매개효과에서 유의한 값을 확인하기 위해 Johnson-Neyman 방법을 이용하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구는 G 정신건강복지사업지원단으로부터 2023년 G 광역시 시민 정신건강실태조사 자료를 제공받아, 연구자의 소속기관인 조선간호대학교의 기관생명윤리위원회 심의면제[과제번호: 2-7008161-A-N-01 (조간)2023-08-01)]를 받은 후 실시하였다.

연구결과

1. 일반적 특성에 따른 자살성의 차이와 변수들의 서술적 통계

인구학적 특성에 따른 자살성의 차이는 정규성을 만족하지 못하여 일반화 선형 모형(GLM)으로 분석하였다. 연령(p=.002), 학력(p=.016)에 따른 자살성은 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 연령 39세 이하 청년의 자살성은 2.00으로 40세 이상의 중장년의 1.58보다 높게 나타났으며, 학력은 대졸 이하가 대학원 이상보다 높게 나타났다. 성별, 교육수준, 코로나19 감염 여부에서는 유의한 차이가 나타나지 않았다. 각 요인의 기술통계 결과는, 자살성은 0.42, 지각된 스트레스 17.39, 외상후 스트레스 1.26, 우울은 4.81로 나타났으며, 회복탄력성은 58.62로 나타났다. 왜도의 절댓값은 3, 첨도의 절댓값은 7 이내로 나타나 정규성을 만족하며, 자살성의 왜도는 3.16, 첨도는 11.32로 정규성을 만족하지 못하는 것으로 나타났으며, 스트레스, 외상후 스트레스, 우울과 회복탄력성은 정규성을 만족하는 것으로 나타났다(Table 1).

2. 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 매개효과

스트레스, 외상후 스트레스, 우울, 회복탄력성과 자살성의 상관분석을 실시한 결과, 지각된 스트레스(r=.28, p<.001), 외상후 스트레스(r=.30, p<.001), 우울(r=.41, p<.001)은 자살성과 양의 상관관계가 있는 것으로 나타났으며, 회복탄력성(r=-.23, p<.001)은 자살성과 음의 상관관계가 있는 것으로 나타났다.
지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에 대하여 외상후 스트레스와 우울의 매개효과는 process macro를 이용하여 분석하였다. 외상후 스트레스는 스트레스가 자살성에 미치는 영향을 매개(B=.01, 95% CI=.00~.02)하는 것으로 나타났으며, 우울의 매개효과(B=.04, 95% CI=.02~.05)와 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과(B=.01, 95% CI=.00~.01) 모두 유의하게 나타났다. 따라서 스트레스가 높아지면 외상후 스트레스와 우울이 높아져서 자살성이 증가하는 것으로 나타났다(Table 2).

3. 지각된 스트레스, 외상후 스트레스와 우울이 자살성에 미치는 영향과 회복탄력성의 조절효과

일반적 특성 변수에서 유의하게 나타난 연령과 학력을 Dummy 변수로 통제한 상태에서 지각된 스트레스, 외상후 스트레스, 우울이 자살성에 미치는 영향에 대하여, 자살성이 정규성을 만족하지 못하는 것으로 나타나 Bootstrap 방법을 이용하였으며, 잔차의 등분산성(Breusch-Pagan’s=884.95, p<.001)을 만족하지 못하여 표준오차를 보정하는 이분산 방법을 이용하여, Bootstrap 방법을 이용하여 Heteroscedasicity Regression (이분산성 회귀분석)을 실시하였다. 회귀분석을 실시하기 위하여 종속변수의 자기상관과 독립변수 간 다중공선성을 검토하였고, 자기상관은 Durbin-Watson 지수를 이용하 였으며, 다중공선성은 VIF 지수를 이용하였다. 자살성에 대한 Durbin-Watson 지수는 2.04로 자기상관이 없이 독립(=1.88)이며, VIF 지수는 1.03~3.05로 모두 10 미만으로 나타나 독립 변수 간 다중공선성이 없는 것으로 나타나 본 자료는 회귀분석을 실시하기에 적절하였다.
지각된 스트레스가 외상후 스트레스에 미치는 영향에 대하여 지각된 스트레스(B=.15, p<.001)는 외상후 스트레스에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났으며, 지각된 스트레스가 높을수록 외상후 스트레스가 높아지는 것으로 나타났다. 스트레스가 외상후 스트레스를 설명하는 설명력은 20.8%이다. 지각된 스트레스와 외상후 스트레스가 우울에 미치는 영향에 대하여 지각된 스트레스(B=.57, p<.001)와 외상후 스트레스(B=.79, p<.001)는 우울에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 스트레스가 높을수록, 외상후 스트레스가 높을수록 우울이 높아지는 것으로 나타났으며, 스트레스가 우울에 더 큰 영향을 준다. 우울을 설명하는 설명력은 47.2%이다. 자살성에 미치는 영향에 대하여 외상후 스트레스(B=.08, p=.002), 우울(B=.07, p<.001)은 자살성에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 외상 후 스트레스가 높을수록, 우울이 높을수록 자살성이 높아지며, 우울이 자살성에 더 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 자살성을 설명하는 설명력은 18.6%이다.
회복탄력성의 조절 효과는 process macro를 이용하여 분석하였다. 스트레스가 우울에 미치는 영향에 대한 회복탄력성의 조절효과(B=-.01, p<.001)와 외상후 스트레스가 우울에 미치는 영향에 대한 회복탄력성의 조절효과(B=-.12, p=.040)은 유의하게 나타났다(Table 3). 회복탄력성의 조절 효과는 Johnson-Neyman 방법을 이용하여 유의성을 확인하였다. 지각된 스트레스가 우울에 미치는 영향에 대한 회복탄력성의 조절 효과 검정 결과 회복탄력성이 높아질수록 지각된 스트레스가 우울에 미치는 양의 영향이 낮아지는 것으로 나타났다(Figure 1-A). 회복탄력성이 높아질수록 외상후 스트레스가 우울에 미치는 양의 영향에 낮아지는 것으로 나타났으며, 회복탄력성이 84.14 이상인 경우 외상후 스트레스가 우울에 유의한 영향을 주지 않는 것으로 나타났다(Figure 1-B).

4. 지각된 스트레스, 외상후 스트레스, 우울이 자살성에 미치는 영향에서 회복탄력성의 조절된 매개효과

회복탄력성의 조절된 매개효과는 Johnson-Neyman 방법을 이용하여 분석하였으며, 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에 대한 우울의 간접효과를 회복탄력성이 조절하는 것으로 나타났으며, 회복탄력성이 높아질수록 우울의 간접효과는 낮아지는 것으로 나타났다(Figure 2-A). 회복탄력성이 높아질수록 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에 대한 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과는 낮아지는 것으로 나타났으며, 회복탄력성이 84.90 이상인 경우 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과는 유의한 영향을 주지 않는 것으로 나타났다(Figure 2-B).

논 의

본 연구는 2023년 G광역시 정신건강실태조사 자료를 이용하여, 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스나 우울의 매개효과를 검증하고, 회복탄력성의 조절 효과와 함께 조절된 매개효과를 검증하고자 수행하였으며, 주요 연구결과를 다음과 같이 논의하고자 한다.
연구대상자의 일반적 특성에 따른 자살성의 차이에서 39세 이하 청년층이 40세 이상의 장년층에 비해 유의하게 높게 나타났고 학력 수준이 높은 경우 자살성이 유의하게 낮게 나타났다. 그러나 성별이나 소득수준, 코로나19 감염 여부에서는 자살성의 유의한 차이가 나타나지 않았다. 39세 이하 청년층의 자살성이 높게 나타난 것은 최근 우리나라의 연령별 자살률 추이에서도 두드러지게 나타나고 있으며, 10대, 20대, 30대 사망원인의 1위가 자살로 나타나[4], 청년의 자살 예방을 위한 실효성 있는 정책 수립의 필요성을 확인할 수 있는 결과이다. 또한 대학원 졸업 이상의 고학력자가 학력 수준이 낮은 대상자들보다 자살성이 유의하게 낮게 나타났는데, 이는 교육 수준 낮은 경우 자살생각이나 자살시도가 높다고 보고한 선행연구[28]와 일치한다. 성별이나 소득수준, 코로나19 감염 여부에서는 자살성에 유의한 차이가 나타나지 않았는데, 성별에서는 여성이 자살생각을 많이 하지만, 자살시도에서는 차이가 없었고, 사회경제적 수준이 낮은 경우 자살생각 및 자살시도와 같은 자살 관련 행동을 많이 하는 것으로 보고한 선행연구결과와 부분적으로 불일치하였다[28]. 그리고 자살사망자 유가족을 대상으로 한 심리부검 보고서[29]에 따르면 본 연구결과와 유사하게 코로나19 감염 자체가 자살성을 증가시키기보다는 코로나19 상황 이전부터 경제적 문제, 대인관계 문제와 같은 스트레스 요인과 정신건강문제와 같은 자살의 취약성을 가지고 있었고 코로나19 상황 이후 이런 자살의 위험요인을 제공하거나 악화시키는 형태로 자살성을 증가시키는 것으로 보고하였다.
본 연구는 2023년 코로나19 상황 이후에 지각하고 있는 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제의 매개효과를 검증하였다. 지각된 스트레스는 자살성에 직접적으로 영향을 미치지 않았지만, 외상후 스트레스나 우울을 증가시킴으로 자살성을 증가시키는 것으로 나타났다. 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 개별 매개효과와 외상후 스트레스와 우울을 통한 이중 매개효과도 유의한 것으로 나타났다. 이는 스트레스가 우울을 매개로 자살성에 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구와 일치한 결과이며[7], 외상후 스트레스가 우울을 매개로 자살생각이 증가하는 것으로 나타난 선행연구결과를[8,9] 지지한다. 특히 청소년들에게 트라우마와 같은 심각한 스트레스는 외상후 스트레스 증상과 우울 매개로 자살생각을 증가시킨다는 Kwon 등[19]의 연구와도 일치한 결과이다. 이는 스트레스가 자살성에 이르는 경로에서 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제가 함께 영향을 미치는 중요한 자살의 위험요인임을 나타내는 결과로 볼 수 있다.
본 연구에서는 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 보호요인으로써 회복탄력성의 조절 효과를 검증한 결과, 회복탄력성은 스트레스가 우울에 미치는 영향과 외상후 스트레스가 우울에 미치는 영향에서 조절 효과를 나타냈다. 이는 회복탄력성 수준에 따라 스트레스나 외상후 스트레스가 우울에 미치는 영향이 조절될 수 있으며, 회복탄력성이 우울을 감소시킬 수 있는 완충효과를 나타낸다는 선행연구와 일치한 결과이다[15]. 또한 회복탄력성은 스트레스가 우울을 매개로 자살성을 증가시키는 매개효과를 조절하였고, 스트레스가 외상후 스트레스와 우울을 이중 매개하여 자살성을 증가시키는 이중 매개효과도 조절하는 조절된 매개효과를 나타냈다. 이러한 연구결과는 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 회복탄력성의 조절 효과가 있음을 밝힌 선행연구들[13,14]을 지지한다. 스트레스가 우울을 매개하여 자살성에 이르는 경로에서 회복탄력성의 조절된 매개효과가 있는 것으로 나타난 것은 스트레스가 우울을 매개로 청소년들의 자해 위험을 증가시키는 경로에서 회복탄력성의 조절된 매개효과가 있음을 밝힌 Wie 등[17]의 연구를 지지하는 결과이다. 이에 더하여 본 연구결과에서는 회복탄력성이 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과를 조절하는 것으로 나타났는데, 이는 회복탄력성이 트라우마와 같은 심각한 스트레스를 경험한 경우 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과를 조절하여 자살의 위험성을 감소시킬 수 있는 완충 효과를 나타내는 것으로 볼 수 있다.
본 연구에서 Johnson-Neyman 방법을 이용하여 회복탄력성의 조절효과를 분석한 결과 회복탄력성이 84.14 이상인 경우 외상후 스트레스가 우울에 영향을 미치지 않았고, 84.90 이상인 경우에 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 이중 매개효과가 없는 것으로 나타났다. 이는 회복탄력성 수준이 84.14나 84.90 이상(5점 척도 시 4.2~4.3점)으로 매우 높게 나타났을 때 더 이상 지각된 스트레스가 우울이나 자살성에 영향을 미치지 않는 것을 의미하며, 자살 예방을 위한 회복탄력성의 완충효과를 기대하기 위해서는 매우 높은 수준의 회복탄력성이 요구되는 것으로 해석할 수 있다. Kumar 등[30]의 연구에서도 외상후 스트레스가 있는 성폭력 생존 대학생의 경우에도 낙관주의나 감사함과 같은 회복탄력성의 요소가 최고 수준으로 높았을 때 자살생각에 영향을 미치지 않는 것으로 보고하여 본 연구결과와 유사한 것으로 나타났다. 또한 소방관의 경우 외상후 스트레스가 자살생각에 미치는 영향에서 중간과 높은 수준의 회복탄력성을 나타내는 경우 자살생각에 더 이상 영향을 주지 않는 것으로 나타나[16], 본 연구결과와 약간의 차이를 보였지만 높은 수준의 회복탄력성은 자살성을 감소시킬 수 있다는 점에서 일치하였다.
본 연구결과를 종합해 보면, 스트레스가 외상후 스트레스나 우울을 통해 자살성을 증가시키며, 높은 수준의 회복탄력성은 스트레스가 외상후 스트레스나 우울을 통해 자살성에 미치는 영향을 감소시킬 수 있는 조절 효과를 나타내는 것으로 볼 수 있다. 특히 높은 수준의 회복탄력성을 증진하기 위한 훈련이 자살성을 감소시키는 데 보다 효과적일 것으로 보인다. 따라서 실효성 있는 자살 예방을 위해서는 높은 수준의 회복탄력성을 구축하여 심각한 스트레스나 트라우마 상황에서도 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제를 감소시키거나 빠르게 회복할 수 있도록 하여 자살의 위험성을 감소시키는 것이다. Sher [18]는 회복탄력성을 증진하는 것이 자살 예방의 초점이 되어야 한다고 하였고, 회복탄력성을 증진하는 것이 일반인구 집단에서는 스트레스 관련 질환의 발병을 감소시키고, 정신질환이 있거나 자살의 고위험군에는 자살행동을 감소시키는 효과를 가져오므로, 모든 정신질환이 있는 대상자의 치료계획의 한 부분이 되어야 한다고 강조하였다.
따라서 본 연구결과에 근거하여 볼 때 자살 예방을 위한 효과적인 중재는 궁극적으로 심각한 스트레스나 트라우마 상황에서 저항할 힘을 기를 수 있도록 회복탄력성 증진 훈련 프로그램을 개발하여 적용하는 것이 필요할 것으로 보인다. 자살 예방을 위한 회복탄력성 증진 훈련은 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제나 자살시도 이력이 있는 고위험군뿐만 아니라 일반 인구집단에도 적용할 필요가 있다. 본 연구에서 중장년층보다 청년층에서 자살성이 높은 것으로 나타났는데, 청년의 자살예방을 위해서는 회복탄력성 증진 훈련 프로그램을 제공하는 것이 매우 중요할 것으로 보인다. 또한 본 연구에서 연구대상자로 포함되지 않았지만, 아동 ․ 청소년 시기는 발달 과정에서 회복탄력성이 더욱 촉진되어야 하는 시기이므로 학교와 지역사회가 협력하여 자살 예방을 위한 실질적인 회복탄력성 훈련 프로그램을 개발할 필요가 있을 것으로 보인다. 선행연구들에서 아동 ․ 청소년들의 회복탄력성을 촉진하기 위해서는 건강한 어른과 동료들과의 긍정적인 관계를 형성하고, 반복적으로 통제할 수 없는 스트레스나 트라우마에 노출되지 않고 보다 지지적인 가정, 학교와 지역사회 환경에서 통제할 수 있는 방식으로 삶의 도전적인 문제들을 극복할 수 있도록 하는 것이 도움이 된다고 밝히고 있다[11,18].
이러한 연구결과들은 자살의 고위험군에서 자살의 위기 상황을 즉각적으로 해결하는데 주력하는 단기개입 중심의 서비스와 일반 인구집단에서 단편적인 자살예방교육을 제공하는 기존의 정책에서 벗어나, 개인이 일상생활에서 심각한 스트레스와 트라우마 상황에서도 대처능력을 향상해 회복탄력성을 지속해서 증진할 수 있도록 회복탄력성 기반 자살예방 정책이 요구됨을 시사해준다. 회복탄력성 기반 자살예방 정책은 정신건강 고위험군에만 초점을 맞추지 않고 일상생활에서 누구라도 스트레스나 트라우마 상황에서 극복할 수 있는 능력을 향상하도록 강조함으로써 일반인구 집단의 정신건강증진과 자살위험을 장기적으로 낮출 수 있는 효과적인 방안으로 제시될 수 있을 것으로 보인다. 본 연구에 근거하여 정신간호 임상현장에서 자살 고위험군을 위한 즉각적인 중재뿐 아니라, 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제가 있는 대상자에게 자살의 잠재적인 위험성을 감소시키기 위해 회복탄력성 훈련 프로그램을 개발하여 적용해 볼 것을 제안한다.
본 연구는 다음과 같은 제한점으로 인해 연구결과를 일반화 시키기에는 다소 무리가 있다. 본 연구는 2023년 G 광역시 정신건강실태조사 자료를 활용하였으며, 특정 지역의 연구대상자로 국한되었고 만 19세에서 65세 이하 성인 남녀를 대상으로 하였기에 최근에 자살률이 증가하고 있는 청소년과 자살률이 매우 높은 노인 대상자를 반영하지 못했기 때문에 자살성을 정확하게 측정하지 못했을 가능성이 있다. 또한 정신건강실태조사에서 사용한 자살생각, 자살계획, 자살시도에 대한 질문으로 3문항으로 구성된 자살성 도구 등 연구목적에 맞는 측정도구 사용이 어려웠고, 횡단적인 방법으로 조사하였으므로 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 주요 변수 간에 인과관계를 명확하게 밝힐 수 없는 한계점이 있다.
따라서 추후 연구에서는 청소년과 노인을 포함한 대표성이 있는 표본을 확보하여 주요 변인 간의 관계를 검증할 필요가 있을 것으로 보인다. 또한 지각된 스트레스 이외에도 트라우마와 관련된 외상 질문지를 추가하거나 자살성 도구를 추가하여 변인을 더 정확하게 측정할 수 있도록 도구를 변경하고, 종단연구를 통해 시간이 지남에 따라 스트레스가 자살성에 미치는 영향과 회복탄력성의 조절효과와 조절된 매개효과가 차이가 있는지 추가 검증해 볼 것을 제안한다.
본 연구는 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 매개효과를 검증하고 동시에 회복탄력성의 조절 효과와 조절된 매개효과를 검증함으로써 자살성을 증가시키는 위험요인과 회복탄력성의 완충효과를 밝힘으로, 자살의 위험요인 중심으로 연구되었던 선행연구들에서보다 확장하여 자살 예방을 위한 효과적인 중재 방안을 제시하였다는 데 의의가 있다.

결 론

본 연구결과, 지각된 스트레스는 자살성에 직접적으로 영향을 미치지 않았지만, 지각된 스트레스가 자살성에 미치는 영향에서 외상후 스트레스와 우울의 개별 매개효과와 외상후 스트레스와 우울을 통한 이중 매개효과도 유의한 것으로 나타났다. 또한 회복탄력성은 지각된 스트레스가 우울에 미치는 영향과 외상후 스트레스가 우울에 미치는 영향에서 조절효과를 나타냈고, 지각된 스트레스가 우울을 매개로 자살성을 증가시키는 매개효과를 조절하였고, 스트레스가 외상후 스트레스와 우울을 이중 매개하여 자살성을 증가시키는 이중 매개효과도 조절하는 조절된 매개효과를 나타냈다. 따라서 본 연구결과에 근거하여 자살성을 감소시키기 위한 중재는 높은 수준의 회복탄력성을 촉진하는 것이 중요한데, 심각한 스트레스나 트라우마 상황에서도 외상후 스트레스나 우울과 같은 정신건강문제를 감소시킬 수 있도록 회복탄력성 훈련 프로그램을 개발하여 적용할 것을 제안한다.

CONFLICTS OF INTEREST

The authors declared no conflicts of interest.

Notes

AUTHOR CONTRIBUTIONS
Conceptualization or/and Methodology: Bong, EJ & An, HJ
Data curation or/and Analysis: Bong, EJ & An, HJ
Funding acquisition: Bae, A
Investigation: Bae, A
Project administration or/and Supervision: Bae, A
Resources or/and Software: Bong, EJ & Bae, A
Validation: Bong, EJ, An, HJ & Bae, A
Visualization: Bong, EJ, An, HJ & Bae, A
Writing: original draft or/and review & editing: Bong, EJ, An, HJ & Bae, A

Figure 1-A.
Moderating effects of resilience in the relationship between perceived stress and depression.
Figure 1-B. Moderating effects of resilience in the relationship between posttraumatic stress and depression.
jkpmhn-2025-34-1-29f1.jpg
Figure 2-A.
Moderated mediating effects of resilience in the relationship between perceived stress, depression and suicidality.
Figure 2-B.Moderated mediating effects of resilience in the relationship between perceived stress, posttraumtic stress, depression and suicidality.
jkpmhn-2025-34-1-29f2.jpg
Table 1.
Differences in Suicidality according to General Characteristics and Descriptive Statistics of Variables (N=1,000)
Characteristics Category n (%) M±SD x2 (p) Scheffé́
Gender Men 503 (50.3) 1.76±1.00 0.02 (.888)
Women 497 (49.7) 1.76±0.09
Age (year) ≤39 404 (40.4) 2.00±0.12 9.90 (.002)
≥40 596 (59.6) 1.58±0.08
Education ≤middle schoola 17 (1.7) 2.00±0.47 10.30 (.016) a, b, c>d
High school graduate or drop outb 222 (22.2) 2.02±0.16
College graduate or drop outc 679 (67.9) 1.72±0.08
≥Graduate schoold 82 (8.2) 1.31±0.15
Economic state (10,000 won) ≤100 36 (3.6) 2.11±0.41 11.28 (.080)
101~150 24 (2.4) 1.67±0.55
151~200 49 (4.9) 2.00±0.26
201~300 201 (20.1) 2.00±0.16
301~400 182 (18.2) 1.77±0.15
401~600 258 (25.8) 1.64±0.12
≥601 250 (25.0) 1.45±0.12
Coronavirus infection state No 337 (33.7) 1.92±0.12 3.26 (.071)
Yes 663 (66.3) 1.66±0.08
Variables Min Max M±SD Skewness Kurtosis
Suicidality 0 6 0.42±0.97 3.16 11.32
Perceived stress 1 37 17.39±5.00 0.37 0.98
Posttraumatic stress 0 5 1.26±1.62 1.09 -0.10
Depression 0 27 4.81±5.24 1.75 3.39
Resilience 2 100 58.62±15.87 -0.23 0.62
Table 2.
Mediating Effects of Posttraumtic Stress and Depression in the Relationship between Perceived Stress and Suicidality (N=1,000)
Indirect effect B Boost SE Boost 95% CI Post-hoc
Perceivedstress → PTS → Suicidalitya .01 .00 .00~.02 b>a, c
Perceivedstress → Depression → Suicidalityb .04 .01 .02~.05
Perceivedstress → PTS → Depression → Suicidalityc .01 .00 .00~.01

PTS=Posttraumtic stress.

Table 3.
Moderating Effects of Resilience in the Relationship between Perceived Stress and Suicidality (N=1,000)
Variables PTS
Depression
Suicidality
B SE p B SE p B SE p
(Constant) -1.09 0.22 <.001 -10.37 1.63 <.001 0.10 0.14 .457
Age (year) ≤39 0.13 0.10 .182 -0.12 0.24 .606 0.04 0.06 .541
≥40 (ref.)
Education ≤Middle school -0.60 0.32 .057 -0.03 1.04 .974 0.19 0.32 .560
High school -0.40 0.20 .041 0.69 0.52 .182 -0.03 0.10 .731
College graduate -0.22 0.18 .227 0.07 0.44 .872 -0.08 0.08 .321
≥Graduate school (ref.)
PS (X) 0.15 0.01 <.001 0.89 0.10 <.001 0.00 0.01 .752
PTS (M1) 1.45 0.38 <.001 0.08 0.03 .002
Depression (M2) 0.07 0.01 <.001
Resilience (Mo) 0.10 0.02 <.001
X × Mo -0.01 0.00 <.001
M1 × Mo -0.12 0.01 .040
R2=.21, F=44.59, p<.001 R2=.53, F=86.58, p<.001 R2=.19, F=10.27, p<.001

PS=perceived stress; PTS=posttraumtic stress; ref.=reference.

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