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ISSN : 1229-4713(Print)
ISSN : 2288-1638(Online)
Korean Journal of family welfare Vol.22 No.3 pp.379-400
DOI : https://doi.org/10.13049/kfwa.2017.22.3.1

The Longitudinal Relationship between Employment Status Shift, Mental Health and Life Satisfaction among Baby Boomers

Wook-Mo Kang, Ji-Hoon Kim
Institute for Human Rights & Social Development, Department of Social Welfare, Gyeongsang National University, Jinju 52828, Korea
Institute for Human Rights & Social Development, Department of Social Welfare, Gyeongsang National University, Jinju 52828, Korea

Corresponding Author: Ji-Hoon Kim, Institute for Human Rights & Social Development, Department of Social Welfare, Gyeongsang National University (too2002oot@naver.com)

Abstract

The purpose of this study is to analyze the latent growth curve model of the longitudinal relationship between employment status shift, mental health and life satisfaction among baby boomers and the to derive the social welfare implications. The subjects were 610 paid employees of them who had steadily participated in the Korea Welfare Panel Survey, specifically in the 1st to 9th surveys (2006-2014), and their biennial specific data were analyzed.

The mayor findings were as follows: First, the pathway of ‘shift of ‘status → depression_ICEPT’ and the pathway of ‘numbers of shift → depression_ICEPT’ were significant, but the pathway of ‘terms of shift → depression_ICEPT’ was not significant. and the pathway of ‘terms of shift → self-esteem_ICEPT’ was significant, but the pathway of ‘shift of status → self-esteem_ ICEPT’ and the pathway of ‘numbers of status shift → self-esteem_ ICEPT’ were not significant. Second, the pathway of ‘depression_ICEPT → life satisfaction_ICEPT’ was negative(-) related, but the pathway of ‘depression_ ICEPT → life satisfaction_SLOPE’ was positive(+) related. Suggestion and limitation of this study, and points to consider in future research were discussed.


베이비붐세대의 고용지위변화, 정신건강 및 삶의 질 간의 종단적 인과관계

강 욱모, 김 지훈

초록


    Gyeongsang National University

    Ⅰ.서 론

    최근 한층 더 고도화된 산업구조로 인한 근로계층의 고용지위 불안정성이 부각됨에 따라 이들 계 층의 고용지위 안정화정책이 각 국가의 초미의 관심사가 되고 있다. 한국노동연구원이 발표한 2015 년 노동시장 평가[23]에 따르면, 취업자 증가폭이 연차별로 크게 둔화되는 흐름은 고용율에도 그대로 반영되어 2014년 하반기 이후 하락세를 이어가는 것으로 나타났다. 구체적으로 15세 이상 고용률을 살펴보면, 2015년(1-10월 평균) 60.3%로 전년 동기대비 0.1%p 증가하는데 그쳤지만, 고령화의 영 향을 통제한 15-64세 인구 고용률은 0.4%p 증가한 65.7%를 기록해 65세 이상 고령층의 노동시장 이탈 영향으로 15세 이상 고용률과의 격차는 크게 벌어지고 있다. 특히 고령취업자 증가폭이 둔화되 는 가운데 근속기간 3개월 미만 신규입직자의 경우 점차 그 증가폭이 둔화되고 있지만, 2015년 내 내 지속적으로 증가하는 것으로 나타나 이들 계층의 노동시장에서의 고용지위변화양태를 자세히 들 어다 볼 필요가 있다.

    왜냐하면, 선진복지국가에서는 개인의 노동과 사회보장제도가 적절히 기능함으로써 근로자의 삶 의 질이 보장되지만, 우리사회에서는 사회보장제도가 미흡하여 전적으로 개인의 노동에 의존해야하 기 때문에 근로계층의 노동시장의 지위변화 또한 그 자체로 개개인의 삶의 영역을 계층화하면서 정 신건강에 영향을 줄 수도 있고, 노동시장 내 고용의 이동경로 역시 정신건강의 변화에 영향을 줄 수 있기 때문이다[39]. 특히 우리나라 총인구의 14% 이상을 차지할 뿐만 아니라 빈곤과 풍요 모두를 경 험한 베이비붐세대는 정작 자신의 노후생활을 위한 준비나 계획을 하지 못한 체 이미 노동시장에서 퇴출되거나, 혹은 은퇴 전환기적 상황에 내몰려 있지만, 자녀양육 및 보모부양에 무한책임을 강요받 고 있고, 그나마 은퇴 후에서 쉬지 못하고 자식세대와 일자리를 놓고 다투어야 하는 상황으로 내몰 리고 있다[16]. 게다가 이들 세대의 은퇴 후 준비되지 않은 노후 또한 인구고령화 문제와 맞물려 노인 복지 영역의 새로운 이슈가 되면서 기존의 노인문제를 한층 심화시킬 뿐만 아니라 새로운 사회문제 를 촉발하는 등 사회적 부담으로 작용할 것으로 예측된다[18]. 따라서 이들 세대는 이전 노인세대에 비해 현저하게 사회⋅경제⋅심리적 양태가 다를 것으로 예측되기에 향후 이들 세대에 발생할 노년 기 문제의 해결 방안을 사전에 강구하기 위해서는 이들 세대 임금근로자의 고용지위변화, 정신건강, 삶의 질 간의 관계를 종단적으로 살펴볼 필요가 있다.

    그렇다면 고용지위변화, 건강상태 및 삶의 질은 어떠한 종단적 관계를 가질까? 일반적으로 낮은 고용지위는 그 자체로 낮은 자아존중감이나 우울을 유발한다거나, 혹은 정신건강이 삶의 질에 영양 을 미친다고 인식되어 왔다. 실제로 국내의 많은 선행연구들은 우울이나 낮은 자아존중감이 고용지 위가 낮음으로 인해 발생한다거나[15, 35, 39], 혹은 우울이나 자아존중감이 삶의 질에 영향을 미친다고 [17, 28, 29] 보고하고 있다. 하지만 대부분의 선행연구들은 고용지위와 정신건강이나, 혹은 정신건강과 삶의 질 간의 관계로 제한된 연구들이기에 고용지위변화가 정신건강뿐만 아니라 궁극적으로 자신들 의 삶의 질에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 종단연구는 거의 찾아볼 수 없다.

    따라서 본 연구에서는 이러한 선행연구의 한계에 주목하여 한국복지패널 1차(2006년)부터 9차 (2014년)까지 지속적으로 참여해온 베이비붐세대 임금근로자를 대상으로 이들 세대 임금근로자의 고용지위변화가 정신건강의 한 축인 우울과 자아존중감, 그리고 궁극적으로 이들 세대 임금근로자 의 삶의 질에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적으로 분석하고자 한다. 다시 말해, 본 연구는 베이비 붐세대 임금근로자의 고용지위변화, 정신건강 및 삶의 질이 어떠한 종단적 관계를 가지는가를 연구 문제로 삼고 이를 규명하고자 한다.

    Ⅱ.선행연구고찰

    1.고용지위변화와 정신건강

    개인과 사회는 상호유기체적으로 연계되어 있으며, 개개인이 느끼는 정서는 그 자체로 개인적인 것이지만 그러한 정서를 유발하는 실체는 사회적인 것이다. 개인은 사회구성원으로써 사회적 지위 에 기대되는 행위를 끊임없이 수행하고자 노력한다. 즉, 사회적 지위에 수반되는 것이 사회적 역할 [41]이라고 한다면 고용지위 역시 사회적 역할을 수반한다. 따라서 사회적 역할을 제대로 수행할 수 없는 상황은 사회화된 개인들에게는 스트레스 유발 원인이 된다[32]. 즉, 사회적 역할은 사회적 구조 의 근간을 구성하고, 개개인들이 사회적 실체의 한 부분임을 인식하도록 해주기 때문에 사회적 역할 에 수반되는 스트레스는 사회적 상황과 분리할 수 없다. 따라서 고용지위와 관련한 사회적 역할 또 한 사회적 정체성과 행동양식을 변하게 하면서 개개인의 정신건강뿐만 아니라 더 나아가 궁극적으 로 자신의 삶의 질에도 지대한 영향을 미치게 된다[38].

    흔히 급격한 사회구조 변동성이나 경기침체가 생활의 손실, 사회적 관계 및 지위의 손실을 동반 하면서 개인의 스트레스를 유발한다는 사실은 일반적이다. 스트레스 유발 경험들은 인간을 둘러싼 사회 환경이나 개인들이 점유하고 있는 사회적 지위로부터 비롯된다. 사회경제적 요인을 근간으로 하는 계층체계는 자원, 기회의 불평등한 분배, 사회구조에서 차지하고 있는 개인의 사회경제적 지위 를 수반하며, 이는 곧 스트레스 유발 조건이 된다[39]. 특히 자아실현의 기제로서 노동은 경제활동은 물론 개인의 정신건강과도 관련되며, 노동시장의 지위 또한 그 자체로 자신의 삶의 영역을 계층화하 면서 정신건강에 영향을 미칠 수 있고, 노동시장 내 고용의 이동경로 역시 정신건강의 변화에 영향 을 줄 수 있다[39]. 실제로 일부 학자는 비정규직과 같은 불완전한 고용상태는 낮은 심리적 안녕상태 와 연관된다거나[11], 혹은 분노, 우울, 자살 및 약물남용과 연관성을 보고하고 있다[43].

    고용지위와 정신건강과 관련된 국내의 많은 연구들은 실업상태나 고용지위 상실을 경험하면 우울 감이 높아진다거나[15, 39], 혹은 근로조건에서의 차별[14]과 고용불안정성[7]은 비정규직 노동자뿐만 아 니라 이들 가족에게까지 중층적으로 작용하여 정서적 스트레스를 야기한다는 것을 입증해 왔다. 그 러나 이러한 선행연구들은 그 자체로 적지 않은 의미를 가짐에도 불구하고 실업에 초점을 맞추어져 서 임금노동자의 고용지위변화와 우울관계를 파악하긴 불가능하다. 게다가 개인들은 사회적 역할을 수행하면서 자아가 형성되고 자아는 반대로 사회에서 개인의 행위나 태도에 영향을 미치기 때문에 고용에 수반되는 자신의 지위와 역할이 자아존중감에 일정부분 영향을 미칠 것임을 예측할 수 있지 만 고용지위와 자기존중감에 관련된 연구는 극소수이며[39], 이 연구 또한 횡단연구이다.

    따라서 본 연구는 이러한 선행연구들의 문제점에 주목하여 도시화, 산업화, 핵가족화, 민주화, 개 인주의의 팽배 등과 더불어 1997년 경제위기와 2008년 장기불황 등 급격한 사회변동에 따른 사회전 방위적 충격을 몸소 겪어온 베이비붐세대 임금근로자를 대상으로 이들 세대의 고용지위변화가 우울 은 물론 자아존중감을 포함한 정신건강에 미치는 영향을 종단적으로 분석하고자 한다.

    2.정신건강과 삶의 질

    최근 우리사회에서 압축된 인구고령화와 더불어 정신건강에 대한 관심이 점차 부각되고 있다. 인 간은 고령화될수록 대내외적인 중대한 생애사건으로 인해 노년기 정신건강과 관련된 우울에 노출될 가능성이 증대되기 때문이다[17]. 우울이란 슬픔과 관련하여 감정적 기폭이 매우 심하고, 일상생활에 대한 흥미와 관심뿐만 아니라 활동수준이 급격하게 떨어지고, 자신에 대해 비관적이고 비판적인 사 고가 팽배해짐에 따라 자신이 처한 현재와 미래의 상황을 부정적으로 판단하고, 사소한 일에도 의사 결정을 잘못하고, 고립된 생활에 벗어나지 못하는 증상을 일컫는다[33]. 흔히 인생의 전환기로 인식 되는 중년기[10]는 신체 및 인지기능의 저하, 새로운 자아의 충동, 가족 내에서의 역할변화, 외부환경 의 요구 등 다양한 위기로 인해 갈등과 불균형이 발현되는 시기이다[28]. 이 시기는 호르몬 수치가 급 격하게 떨어지면서 폐경기와 더불어 죽음이라는 문제에 직면하게 되고, 시간에 대한 전망이 축소되 어 내향성이 증가하면서 우울, 불안, 무기력 등과 같은 심리적 문제를 유발한다[27]. 이러한 증상은 우리가 인식하는 것보다 훨씬 더 심각하게 중년기의 위기로 나타날 수 있다.

    정신건강과 관련된 또 다른 한 축인 자아존중감은 자기가치에 수반되는 자아가치로 개인이 자신 을 얼마나 가치 있게 생각하는 가로 규정될 수 있기 때문에[2] 환경적인 변인과 우울과의 관계를 매 개하는 변인이 된다. 인지이론(cognitive theory)에 의하면, 개인이 일상생활 속에서 여러 가지 부 정적 사건을 경험하더라도 동일한 자극에 대해 사람마다 의미를 부여하는 방식이 다르고, 이에 따른 감정반응과 행동양식도 달라지기 때문에 자아존중감이 높은 사람은 자신이 처한 상황을 잘 파악하 고, 자신의 정체성을 재확립하여 변화하는 자신과 환경에 잘 적응할 수 있는 반면, 자아존중감이 낮 은 사람들은 주변 환경에 대한 대처 능력인 자신감도 약화되어 우울하고 불안한 정서를 보이기 때문 에 자신에 대해 비호의적으로 생각하는 사람들일수록 높은 수준의 우울성향이 나타난다[42]. 즉, 자 신의 긍정성을 생각하는 사람들은 건강한 일상생활을 영위하는 반면, 자신의 부정성을 생각하는 사 람들은 일상생활에서 부정적인 문제를 유발하여 우울과 같은 정신적 문제에 노출될 가능성이 높아 지게 된다[25]. 따라서 중요한 정신건강 척도로 우울이나 자아존중감이 부각되는 이유는 무엇보다도 이것이 감정, 생각, 신체 상태, 그리고 행동 등에 변화를 일으키면서 한 개인의 삶에 전반적으로 영 향을 미치기 때문이다.

    반면, 삶의 만족도를 의미하는[9] 삶의 질은 학자별 객관적이고 주관적 기준이 상이하지만, 일반적 으로 개인 삶의 다양한 영역에 관련된 만족 정도를 스스로 평가하거나, 혹은 자신의 열망과 성취 간 의 괴리를 평가하는 것으로 규정된다[6]. 즉, 우리 자신 스스로가 자신의 삶을 통제할 수 있다고 인식 하는 만큼 자신의 삶에 대해서도 만족감을 가질 수 있다는 것이다[16]. 그러므로 삶의 만족도는 각각 의 사회적 조건이나 제도와 사회제구성원 간의 역동적인 상호작용의 결과를 반영하는 척도로 현재 상황에 대한 기대수준과 현실적 욕구충족의 여부에 의해 결정되기 때문에 현재의 사회적 지위와 활 동에 대한 정서적 만족감[12], 또는 과거나 현재는 물론 미래의 자신의 삶에 대한 전반적인 평가[31]라 할 수 있다.

    실제로 정신건강과 삶의 질 간의 관계를 다룬 대부분의 연구들은 우울수준이 높을수록 삶의 만족 도가 낮아진다거나[17, 29], 혹은 자아존중감이 낮을수록 삶의 만족도가 낮아진다고 보고하고 있다[3, 30]. 또한, 일부 학자는 우울이 삶의 만족도를 약화시키고, 자살의 위험성을 높이는 것으로 보고하고 있는 반면[5], 일부 학자는 낮은 자아존중감이 삶의 만족도를 약화시키고, 자살의 위험성을 높이는 것으로 보고하고 있다[26]. 구체적으로 베이비붐세대와 관련하여 빈곤 및 비빈곤 베이비붐세대의 우울과 삶의 질 간의 종단적 인과관계를 다룬 연구[17]는 빈곤 베이비부머의 초기 삶의 질은 비빈곤 베이비부머보다 낮게 시작하여 증가하고, 초기 우울은 높게 시작하여 감소하였지만 그 변화율이 훨씬 더 가파르게 증가하거나 감소하는 것으로 보고하고 있을 뿐만 아니라 베이비부머의 우울과 자아존중감 간의 자기 회귀 교차지연효과를 다룬 연구[19]는 우울 → 우울 및 자아존중감 → 자아존중감 간 종단적 관계에서 유의한 자기회귀적 관계와 우울⇄자아존중감 간 종단적 관계에서 부분적인 교차지연효과를 보고하 고 있다. 그러므로 우울에 노출되거나, 혹은 자아존중감이 저하되면 자기 비관적이고 비판적인 사고 가 팽배해져 자신의 삶의 질을 악화시키고, 자아실현을 방해하며, 향후 삶의 기대를 저해할 수 있기 때문에 우울과 자아존중감은 자신의 삶의 질뿐만 아니라 나아가 정신건강을 결정짓는 중요한 변인으 로 인식될 필요가 있다. 게다가 우울과 자아존중감은 자신의 삶에 대한 태도에 영향을 줄 뿐만 아니라 삶의 방식이나 기회를 선택하는데도 영향을 미치게 되기 때문에[16] 중년기 우울을 완화하고 자아존중 감을 향상시키는 노력은 곧 만족스런 중년기 삶을 누릴 수 있도록 원조하는 일이 된다[44].

    Ⅲ.연구방법

    1.조사대상 및 자료수집

    본 연구에서는 전국 대표샘플인 한국복지패널[24] 데이터를 활용하였다. 한국복지패널조사는 보건 복지부의 의뢰를 받아 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소가 빈곤층, 근로빈곤층, 차 상위층의 규모와 복지실태 변화를 동태적으로 파악하여 정책지원에 기여함을 목적으로 설문조사하 여 구축된 2차 자료(secondary date)이며, 2006년부터 실시되어 현재 2015년 10차 조사까지 완료 되어 있다. 본 연구의 대상은 한국복지패널 1차(2006년)부터 9차(2014년)까지 지속적으로 참여해온 베이비붐세대 임금근로자 610명을 설정하였다.

    2.측정도구

    1)고용지위변화

    한국복지패널자료에서는 고용지위를 상용직, 임시직, 일용직, 자활⋅공공근로자, 고용주, 자영업 자, 무급가족종사자, 실업자, 비경제활동인구로 구분하고 있다. 본 연구에서는 1차(2006년)부터 9 차(2014년)까지의 한국복지패널자료를 활용하여 연차별 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위변화 를 ‘지위변화여부’, ‘변화횟수’ 및 ‘변화지속기간’으로 세분하였다.

    2)우울

    한국복지패널에서는 우울감의 정도를 살펴보기 위해서 11개 문항의 CESD-S척도가 사용하고 있 다. 본 연구에 사용된 우울척도는 긍정적 우울을 묻는 2문항과 부정적 우울을 묻는 9문항 등 총 11 문항, 4점 Likert 척도(1=일주일에 1일 이하, 2=일주일에 2-3일간, 3=일주일에 4-5일간, 4=일주 일에 6일 이상)로 구성되어있다. 긍정적 문항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 우울의 정도가 높음 을 의미한다. 본 연구에서 연차별 Cronbach ɑ는 .867/.820/.796/.813/.780이였다.

    3)자아존중감

    본 연구에 사용된 Rosenberg[36]의 자아존중감 척도는 긍정적 자아존중감을 묻는 5문항, 부정적 자아존중감을 묻는 4문항 그리고 중립적 자아존중감을 묻는 1문항 등 총 10문항, 4점 Likert 척도 (1=대체로 그렇지 않다, 2=보통이다, 3=대체로 그렇다, 4=항상 그렇다)로 구성되어있다. 부정적 문 항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 자아존중감의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 연차별 Cronbach ɑ는 .735/.720/.654/.687/.721이였다.

    4)삶의 질

    삶의 질은 지금까지 살아온 생활 전반에 걸쳐 느끼는 주관적인 감정에 대한 판단이며, 기대에 대 한 충족 정도를 의미하며 일반적인 삶의 만족도를 의미한다[9]. 본 연구에 사용된 삶의 질 척도는 한 국복지패널에서 추출한 7개 영역별 만족도(건강, 가족수입, 주거환경, 가족관계, 직업, 사회적 친분 관계, 여가생활)로 5점 Likert척도(1=매우 불만족, 2=대체로 만족, 3=그저 그렇다, 4=대체로 만족, 5=매우 만족)로 구성되어있다. 점수가 높을수록 삶의 질이 높음을 의미한다. 본 연구에서 연차별 Cronbach ɑ는 .786/.760/.702/.747/.794이였다.

    3.분석방법

    조사대상자의 인구사회학적 특성과 주요 변수의 특성을 살펴보기 위해 SPSS 21.0을 활용하여 기 초통계분석을 실시하였다. 그리고 조사대상자의 주요 변수의 시간별 변화 형태와 변화함수 예측요 인은 Amos 21.0의 잠재성장모델링분석을 실시하였다. 잠재성장모델링분석은 세 번 이상 측정된 양 적변수에 대해 대상 집단의 평균이나, 혹은 대상에 대한 변화량을 확인하는 연구방법[8]이며, 본 연 구의 분석과정에서 자료의 결측치를 해결하기 위해 적용한 완전정보최대우도법은 무작위결측의 가 정이 엄격히 충족되지 않는 경우에도 불편추정치를 확인할 수 있을 뿐만 아니라[1], 표본의 크기가 충분히 클 경우에도 다중삽입 방식에 못지않은 추정효율성을 갖는[37] 장점도 있다[40].

    또한, 검증모델의 적합도를 평가하기 위해 증분적합지수인 CFI, NFI, TLI와 절대적합지수인 RMSEA를 사용하였다. 일반적으로 CFI를 비롯한 증분적합지수들은 0.9보다 크면 모델 적합도가 양 호하다고 해석한다[13]. RMSEA는 대표본이나 다수의 관측변수들로 인해 발생하는 카이스케어 통계 량의 문제점을 보완하기 위해 개발된 적합지수이며, 일반적으로 RMSEA가 0.05 이하면 좋고, 0.08 이하면 양호하고, 0.1 이하면 보통인 것으로 판단한다[4].

    Ⅳ.연구결과

    1.조사대상자의 인구사회학적 특성

    조사대상가구의 일반적 특성 <Table 1>을 살펴보면, 먼저 성별로는 남성 베이비붐세대 임금근로 자의 비중이 61.6%로 나타나 이들 세대의 여성 비중 38.4%보다 훨씬 더 높았다. 베이비붐세대 임금 근로자의 교육수준은 고등학교 이하 학력자의 비중이 44.1%로 가장 높았고, 그 다음으로 전문대학 이상 학력자의 비중이 23.8%, 중등학교 학력자의 비중이 18.0%, 그리고 초등학교 이하 학력자의 비 중이 가장 낮은 14.1%로 나타났다. 베이비붐세대 임금근로자의 배우자 유무는 연차별(2005년 12월 31일 한국복지패널 1차년도 기준) 유배우자의 비중이 81.3%(43-51세)/82.2%(45-53세)/81.5% (47-55세)/81.1%(49-57세)/80.8%(51-59세)로 나타나 시간이 지남에 따라 그 비중이 감소하였다. 베이비붐세대 임금근로자의 가구원수는 연차별로 3.67명/3.60명/3.47명/3.32명/3.20명으로 나타 나 시간이 지남에 따라 이들 세대 임금근로자의 가구원수가 감소하였다. 베이비붐세대 임금근로자 의 고용지위는 연차별 상용직의 비중이 46.6%/59.7%/47.4%/45.9%/44.6%, 임시직의 비중이 29.8%/8.4%/16.9%/19.0%/17.4%, 일용직의 비중이 23.6%/19.5%/16.2%/14.6%/14.6%로 나타나 이들 세대 임금근로자의 고용지위변화양태를 확인할 수 있었다. 베이비붐세대 임금근로자의 근로소 득, 사업 및 재산소득, 사적 및 공적이전소득을 합산한 연차별 경상소득은 2005년 1차년도 3643만 원에서 2007년 3차년도 4669만원, 2009년 5차년도 5226만원, 2011년 7차년도 5752만원, 2013년 9차년도 6247만원으로 증가하는 것으로 나타났을 뿐만 아니라 경상소득에서 세금 및 사회보장부담 금을 공제한 가처분소득 또한 1차년도 3109만원에서 3차년도 4202만원, 5차년도 4785만원, 7차년 도 5218만원, 9차년도 5636만원으로 증가하는 것으로 나타났다. 끝으로 베이비붐세대 임금근로자 의 균등화소득에 따른 가구구분은 저소득가구가 연차별로 19.3%/13.8%/13.3%/12.0%/12.0%로 나 타나 이들 세대 저소득 임금근로자의 비중이 점차 감소하는 것을 확인할 수 있었다.

    2.주요 변인들의 기술통계

    구조방정식에서 완전정보최대우도법을 적용하여 모형을 추정할 경우, 각 변인들의 정규분포조건 이 충족되지 않으면 왜곡된 결과가 도출될 수 있기 때문에[20] 측정변수들의 왜도와 첨도를 살펴볼 필요가 있다. 왜냐하면 측정변수들의 왜도와 첨도가 약간이라도 일변량 정규성을 위배할 경우 통계 적으로 정규성이 기각될 수도 있기 때문이다. 이때에, 왜도의 절대값이 3을, 첨도의 절대값이 10을 초과하면 일변량 정규성에 극단적인 문제가 있는 것으로 간주된다[22]. 이 기준에 의해 자료의 일변 량 정상성을 확인한 결과는 <Table 2>와 같이 연차별 측정변수들의 왜도의 절대값이 3 미만, 첨도 의 절대값이 10 미만으로 나타나 자료의 일변량 정규성 가정이 충족되었다.

    구체적으로 연차별 주요변인의 기술 통계치를 살펴보면, 4점 리커드 척도로 측정된 우울은 1.439/1.366/1.278/1.208/1.266으로 나타나 이들 세대 임금근로자의 우울 수준이 매우 낮다는 것 을 확인할 수 있었다. 4점 리커드 척도로 측정된 자아존중감은 3.057/3.103/3.117/3.095/3.094로 나타나 이들 세대 임금근로자의 자아존중감 수준이 높다는 것을 확인할 수 있었다. 끝으로 5점 리커 드 척도로 측정된 삶의 질 또한 3.250/3.329/3.375/3.409/3.401로 나타나 이들 세대 임금근로자의 삶의 질 수준이 조금 높다는 것을 확인할 수 있었다.

    3.주요 변인의 시계열 변화형태(무조건 모델)

    베이비붐세대 임금근로자의 우울, 자아존중감 및 삶의 질의 변화에 대한 발달궤적을 살펴보기 위 해 9년간 격년별로 관측변인이 초기치와 변화율의 잠재요인으로 가는 경로를 각각 설정하였다. 또 한 이들 세대 임금근로자의 우울, 자아존중감 및 삶의 질의 변화에 대한 변화함수를 결정하기 위해 잠재성장모형의 기존 연구[34]에 따라 6가지 유형의 잠재성장모형을 검증하였다. 잠재성장 구조모형 의 적합성을 전제로 잠재성장모델링의 유형을 통해 변화율과 변수 사이의 경로계수를 정리하면 <Table 3>과 같다.

    구체적으로 이들 세대 임금근로자의 우울과 관련된 2모형인 1요인 자유모수 변화모델에서 x2=22.4757***, NFI=.949, TLI=.947, CFI=.968, RMSEA=.050으로, 자아존중감/삶의 질과 관련 된 3모형인 선형 변화모델에서 x2=26.336***/28.380***, NFI=.932/.973, TLI=.934/.974, CFI=.956/.982, RMSEA=.052/.055로 만족할만한 수준의 적합도를 보여주고 있으므로 선택된 변 화모델이 이들 세대 임금근로자의 우울, 자아존중감 및 삶의 질의 시간대별 변화 형태를 추적할 수 있는 가장 적합한 잠재성장모델이다.

    4.주요변인에 대한 잠재성장모형

    1)베이비붐세대 임금근로자의 정신건강 잠재성장모형(조건모형)

    (1)고용지위변화와 우울

    ‘지위변화여부(Shift of Status)’, ‘변화횟수(Numbers of Shift)’ 및 ‘변화지속기간(Terms of Shift)’ 등의 ‘고용지위변화(Employment Status Shift)’라는 공변수를 투입한 우울의 잠재성장모형의 적합도 는 x2= 22.475***, NFI=.949, TLI=.947, CFI=.968, RMSEA=.050으로 나타나 적합하였다. 구체적으 로 잠재성장모형의 회귀계수를 살펴보면, 비표준화계수 [Figure 1]에서 ‘지위변화여부 → 우울 _ICEPT(B=.11 5, S.E.=.039, C.R.=2.935, p=.003)’의 경로와 ‘변화횟수 → 우울_ICEPT(B=.030, S.E.=.015, C.R.=1.983, p=.049)’의 경로가 유의한 반면, ‘변화지속기간 → 우울_ICEPT(B=-.001, S.E.=.006, C.R.=-.134, p=.894)’의 경로는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 그리고 표준화계수 [Figure 1-1]에서 ‘지위변화여부 →우울_ICEPT’의 경로가 ß=.231, ‘변화횟수 →우울_ICEPT’의 경로 가 ß=.151로 나타나, 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위에 변화가 발생하고, 그 변화횟수가 많을수록 초기 우울의 수준이 유의하게 높아지는 것으로 나타났다.

    (2)고용지위변화와 자아존중감

    ‘지위변화여부’, ‘변화횟수’ 및 ‘변화지속기간’ 등의 ‘고용지위변화’라는 공변수를 투입한 자아존중 감의 잠재성장모델의 적합도는 x2=38.222***, NFI=.976, TLI=.976, CFI=.987, RMSEA=.041으로 나타나 적합하였다. 구체적으로 잠재성장모델의 회귀계수를 살펴보면, 비표준화계수 [Figure 2]에 서 ‘변화지속기간→ 자존감_ICEPT(B=-.013, S.E.=.017, C.R.=-1.994, p=.048)’의 경로에서만 유 의한 반면, ‘지위변화여부 → 자존감_ICEPT(B=-.067, S.E.=.050, C.R.=-1.321, p=.187)’의 경로 와 ‘지위변화여부 →자존감_SLOPE(B=-.017, S.E.=.016, C.R.=-1.060, p=.289)’의 경로, ‘변화횟 수 →자존감_ICEPT(B=-.012, S.E.=.020, C.R.=-.585, p=.559)’의 경로와 ‘변화횟수 → 자존감 _SLOPE(B=-.001, S.E.=.006, C.R.=-.208, p=.836)’의 경로, 그리고 ‘변화지속기간 → 자존감 _SLOPE(B=.003, S.E.=.002, C.R.=1.293, p=.196)’의 경로에서는 유의하지 않는 것으로 나타났 다. 구체적으로 표준화계수 [Figure 2-1]에서 ‘변화지속기간 → 자존감_ICEPT’의 경로에서만 ß=-.170로 나타나 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위 변화지속기간이 길수록 초기 자아존중감의 수준이 낮아지는 것으로 나타났다.

    2)베이비붐세대 임금근로자의 삶의 질 잠재성장모형(인과모형)

    [Figure 3], [Figure 3-1]은 베이비붐세대 임금근로자의 우울과 삶의 질 간의 잠재성장모델링 분 석 결과이고, [Figure 4], [Figure 4-1]은 이들 세대 임금근로자의 자아존중감과 삶의 질 간의 잠재 성장모델링 분석 결과이다. <Table 4>에서 임금근로자의 우울/자아존중감과 삶의 질 간의 잠재성장 모델의 적합도를 확인할 수 있다(x2=245.665***/170.088***, NFI=.921/.917, TLI=.914/.913, CFI= .928/.935, RMSEA=.091/.072). 또한 경로분석 결과, 우울의 경우, 우울_ICEPT → 삶의 질_ICEPT 의 경로에서는 부적(-) 상관관계로 나타난 반면(ß=-.857, p<001), 우울_ICEPT → 삶의 질_SLOPE 의 경로에서는 정적(+) 상관관계로 나타나(ß=215, p<.05), 초기 우울의 수준이 높으면 삶의 질은 유 의미하게 낮은 반면, 초기 우울의 수준이 높으면 삶의 질의 변화율 또한 유의미하게 상승하는 것으 로 나타났다. 반면 자아존중감의 경우, 자존감_ICEPT → 삶의 질_ICEPT의 경로와 자존감_SLOPE → 삶의 질_SLOPE의 경로에서만 정적(+) 상관관계로 나타나, 초기 자아존중감의 수준이 높으면 삶 의 질은 유의미하게 높은 반면(ß=917, p<001), 초기 자아존중감의 변화율이 상승할수록 삶의 질의 변화율은 더 가파르게 상승하였다(ß=2.528, p<.05).

    Ⅴ.결론 및 논의

    본 연구는 한국복지패널 1차(2006년)부터 9차(2014년)까지 지속적으로 참여해온 베이비붐세대 임금근로자를 대상으로 임금근로자의 고용지위변화가 정신건강의 한 축인 우울과 자아존중감, 그리 고 궁극적으로 삶의 질에 어떠한 종단적 관계를 가지는가를 연구문제로 삼고 이를 규명하고자 실시 하였다. 분석 결과는 다음과 같다.

    첫째, 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위는 연차별 상용직의 비중이 46.6%/59.7%/47.4%/ 45.9%/44.6%, 임시직의 비중이 29.8%/8.4%/16.9%/19.0%/17.4%, 일용직의 비중이 23.6%/19.5%/ 16.2%/14.6%/14.6%로 나타나 이들 세대 임금근로자의 고용지위변화양태를 확인할 수 있었다.

    둘째, 베이비붐세대 임금근로자의 우울, 자아존중감 및 삶의 질의 변화에 대한 변화함수를 결정 하기 위해 6가지 유형의 잠재성장모형을 검증한 결과, 우울과 관련해서 2모형인 1요인 자유모수 변 화모델이, 자아존중감과 삶의 질과 관련해서 3모형인 선형 변화모델이 만족할만한 수준의 적합도를 보여주어, 이들 세대 임금근로자의 우울, 자아존중감 및 삶의 질의 시간대별 변화 형태를 추적할 수 있는 가장 적합한 잠재성장모델로 선정되었다.

    셋째, 선정된 변화모델을 근거로 ‘지위변화여부’, ‘변화횟수’ 및 ‘변화지속기간’ 등의 ‘고용지위변 화’라는 공변수를 투입한 우울의 잠재성장모형의 적합도 역시 적합하였다. 구체적으로 잠재성장모 형의 회귀계수를 살펴보면, 비표준화계수에서 ‘지위변화여부 → 우울_ICEPT’의 경로와 ‘변화횟수 → 우울_ICEPT’의 경로가 유의한 반면, ‘변화지속기간 → 우울_ICEPT’의 경로는 유의하지 않는 것으로 나타났고, 표준화계수에서 ‘지위변화여부 → 우울_ICEPT’의 경로가 ß=.231, ‘변화횟수 → 우울 _ICEPT’의 경로가 ß=.151로 유의하게 나타나 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위에 변화가 발생 하고, 그 변화횟수가 많을수록 초기 우울의 수준이 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 즉, 베이비 붐세대 임금근로자의 고용지위에 변화가 발생하고, 그 변화횟수가 많을수록 초기 우울의 수준이 유 의하게 높아진다는 결과는 이와 관련된 선행연구의 결과[15, 39]와 일치하며, 이는 곧 베이비붐세대 임 금근로자의 고용지위안정화 정책이 이들 세대 임금근로자의 우울 완화 프로그램이 된다는 것을 의 미한다.

    넷째, 선정된 변화모델을 근거로 ‘지위변화여부’, ‘변화횟수’ 및 ‘변화지속기간’ 등의 ‘고용지위변 화’라는 공변수를 투입한 자아존중감의 잠재성장모델의 적합도 역시 적합하였다. 구체적으로 잠재 성장모델의 회귀계수를 살펴보면, 비표준화계수에서 ‘변화지속기간 → 자존감_ICEPT’의 경로에서만 유의한 반면, ‘지위변화여부 → 자존감_ICEPT’의 경로와 ‘지위변화여부 → 자존감_SLOPE’의 경로, ‘변화횟수 → 자존감_ICEPT’의 경로와 ‘변화횟수 → 자존감_SLOPE’의 경로, 그리고 ‘변화지속기간 → 자존감_SLOPE’의 경로에서는 유의하지 않는 것으로 나타났고, 표준화계수에서 ‘변화지속기간 → 자존감_ICEPT’의 경로에서만 ß=-.170로 나타나 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위 총변화기간 이 길수록, 초기 자아존중감의 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 다시 말해, 베이비붐세대 임금근 로자의 고용지위 변화지속기간이 길수록, 초기 자아존중감의 수준이 낮아진다는 결과는 이와 관련 된 선행연구의 결과[3, 30]와 일치하며, 이는 곧 베이비붐세대 임금근로자의 고용지위안정화 정책이 이들 세대 임금근로자의 자아존중감 향상 프로그램이 된다는 것을 의미한다.

    끝으로, 베이비붐세대 임금근로자의 정신건강의 한 축인 우울 및 자아존중감과 삶의 질 간의 잠 재성장모델링 분석결과, 이들 세대 임금근로자의 우울 및 자아존중감과 삶의 질 간의 잠재성장모델 의 적합도를 확인할 수 있었다. 또한 경로분석 결과, 우울의 경우, 우울_ICEPT → 삶의 질_ICEPT의 경로에서는 부적(-) 상관관계로 나타난 반면, 우울_ICEPT → 삶의 질_SLOPE의 경로에서는 정적 (+) 상관관계로 나타나 초기 우울의 수준이 높으면 삶의 질은 유의미하게 낮은 반면, 초기 우울의 수준이 높으면 삶의 질의 변화율 또한 유의미하게 상승하는 것으로 나타났다. 이와 다르게 자아존중 감의 경우, 자존감_ICEPT → 삶의 질_ ICEPT의 경로와 자존감_SLOPE → 삶의 질_SLOPE의 경로에 서만 정적(+) 상관관계로 나타나 초기 자아존중감의 수준이 높으면 삶의 질은 유의미하게 높고, 초 기 자아존중감의 변화율이 상승할수록, 삶의 질의 변화율 또한 더 가파르게 상승하였다. 즉, 초기 우울의 수준이 높으면 초기 삶의 질은 유의미하게 낮고, 초기 우울의 수준이 높으면 삶의 질의 변화 율 또한 유의미하게 상승하는 반면, 초기 자아존중감의 수준이 높으면 초기 삶의 질은 유의미하게 높고, 초기 자아존중감의 변화율이 상승할수록, 삶의 질의 변화율 또한 더 가파르게 상승한다는 결 과는 이와 관련된 선행연구의 결과[17]와 일치하며, 이는 곧 베이비붐세대 임금근로자의 정신건강유 지⋅증진 프로그램이 이들 세대 임금근로자의 삶의 질 향상 프로그램이 된다는 것을 의미한다.

    따라서 이러한 연구결과를 근거로 다음과 같은 정책적 제언을 제시한다.

    먼저 베이비붐세대 임금근로자의 정신건강유지⋅증진을 위해서는 고용안정화 정책이 선행되어야 할 것이다. 구체적으로 ① 평생직업생활 준비차원에서 임금근로자가 자신의 생애경력설계에 능동적 으로 참여할 수 있도록 참여기회와 대상을 확대하고, 생애경력설계를 제공할 수 있는 인프라를 확대 하고 프로그램을 내실화하여 임금근로자의 생애경력설계 기회를 확충해야할 것이다. ② 임금근로자 의 숙련도의 유지 및 향상차원에서 기업은 연령대별 교육훈련 계획을 수립하는데 지원하고, 근로자 주도형능력개발을 활성화하고, 사업주의 능력개발 투자를 촉진하는 등 평생교육훈련시스템을 구축 하고, 지능정보화사회에 조응하기 위해 기초역량을 제고하고, 산업⋅기술변화 수용을 반영한 훈련 기회를 확대하는 등 변화적응능력을 제고하여 직업훈련 기회를 확대해야할 것이다. ④ 일자리 기회 확대차원에서 퇴직예정자 재취업 지원을 강화하여 원활한 노동이동을 지원하고, 일자리가 필요한 노년층을 장년 취업성공패키지에 신규로 참여시키고, 장년 취업성공패키지를 활성화는 물론 내실화 하고, 장년 고용안전망을 강화하고, 재정지원 일자리사업을 효율화하여 취업지원서비스를 강화해야 할 것이다. ⑤ 고령사회 대비차원에서 청⋅장년층이 상생할 수 있는 일터기반을 마련하고, 정년연장 형 임금피크제 및 임금체계 개편의 확산을 지원하는 등 직무⋅성과 중심의 기업문화를 확산하는데 노력해야할 것이다.

    또한 개개인의 정신건강은 향후 자신의 삶의 질을 결정하는 삶의 방식이나 기회를 선택하는데 영 향을 미친다[16]. 따라서 베이비붐세대 임금근로자의 삶의 질을 향상시키기 위해서는 정신건강관련 정책이 마련될 필요가 있다. 구체적으로 ① 이제 은퇴를 목전에 두고 있거나, 혹은 이미 은퇴하여 노년기에 접어들고 있는 베이비붐세대의 건강한 정신적 건강 수준을 유지하기 위한 사회복지적 개 입 및 접근 시 심리적 차원에서 이들 세대의 우울에 대한 버팀목의 역할을 할 수 있는 자아존중감 기제를 활용할 필요가 있다[19]. 특히 우울과 자아존중감 간의 문제는 동시다발적으로 발생할 수 있 고, 우울과 자아존중감 간에는 상호순환적 효과가 있기 때문에[19] 긍정적 인증, 긍정적 피드백 등 긍 정성 강화개입이나 자기관리능력, 자기통제감 및 자기효능감 강화 프로그램, 개인 및 집단 상담 등 인지적 개입, 지역사회 차원에서의 정신건강유지⋅증진 프로그램 등을 활용할 필요가 있다. ② 사회 적 관계에 만족하면 부정적 사고나 자기비판 감소하여 정신건강에 긍정적 효과가 있다[21]. 따라서 베이비붐세대의 우울을 완화하고 자아존중감을 향상시켜 이들 세대의 정신건강을 유지⋅증진시키 기 위한 간접적 방법으로 사회참여, 자원봉사 등 다양한 생산적 활동을 위한 정책적 배려가 필요하 다. 그 동안 우리사회에서는 생존을 위한 경제적 활동에만 매달려 여가활동 차원의 생산적 활동에 대한 인프라가 충분히 구축되지 않았을 뿐만 아니라 사회구성원 개개인의 마음가짐은 물론 사회분 위기 또한 우호적이지 않았다. 따라서 이제는 급변하는 사회구조의 변동성뿐만 아니라 적응적 노화 에 대한 적절한 대응과 준비 및 세대 간 이해 증진을 위해서라도 베이비붐세대는 물론 사회구성원 개개인들이 자기계발 단계에서 잠재력을 발휘할 수 있도록 평생교육활동의 촉진방안과 여가활동 차 원의 생산적 활동에 대한 인프라가 구축될 필요가 있다[16].

    본 연구는 광범위한 목적에 의해 수집된 ‘한국복지패널’ 조사의 결과 중 일부를 연구목적에 부합 하는 방식으로 선별하고 조작하여 분석한 것이다. 따라서 일부 변인들의 범위가 불충분했고 체계적 이지 못했다는 점과 2차 자료 분석이 갖는 불가피한 제약이 존재한다. 또한 이 연구는 종단적 연구 이지만 정신건강을 우울 및 자아존중감으로 한정하여 분석하였다. 추후 연구에서는 정신건강을 세 분화하여 연구할 필요가 있다.

    Figure

    KFWA-22-379_F1.gif

    LGM(Unstandardized Estimates)

    KFWA-22-379_F1-1.gif

    LGM(Standardized Estimates)

    KFWA-22-379_F2.gif

    LGM(Unstandardized Estimates)

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    LGM(Standardized Estimates)

    KFWA-22-379_F3.gif

    LGM(Unstandardized Estimates)

    KFWA-22-379_F3-1.gif

    LGM(Standardized Estimates)

    KFWA-22-379_F4.gif

    LGM(Unstandardized Estimates)

    KFWA-22-379_F4-1.gif

    LGM(Standardized Estimates)

    Table

    Sociodemographic Characteristics of Baby boomer [Unit: n(%)]
    Descriptive Statistics, Normality Distribution of Latent Variable
    The Goodness Fit of Default Model
    *p<.05,
    **p<.01,
    ***p<.001
    Note: F. L.=Factor Loading, INT=Intercept, SLP=Slope, M=Mean, V=Variance, CV=Covariance. MD_1=Unchanged Model, MD_2=1 Factor Free Model, MD_3=Linear Change Model, MD_4=2nd Wave Change Model, MD_5=3rd Wave Change Model, MD_6=2 Factor Free Parameters Change Model.
    Parameter of Default Model
    *p < .05,
    **p <.01,
    ***p <.001

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