사별 경험자의 복합비애에 영향을 미치는 요인

Factors Affecting Complicated Grief of Those Who Experienced Bereavement

알기 쉬운 요약

이 연구는 왜 했을까?
갑작스러운 죽음으로 사랑하는 이와 헤어지는 경험은 남겨진 이에게 큰 고통을 남긴다. “복합비애”란 사별 후에 심하고 오래 지속되는 슬픔을 말한다. 가까운 사람을 죽음으로 떠나보내는 경험은 많은 사람이 하지만, 자살률이 매우 높은 우리나라에는 그로 인한 헤어짐의 슬픔을 경험하는 사람이 더욱 많다. 이런 슬픔에 대해 우리나라에서 연구된 것이 아직 없기에, 사별로 인한 슬픔에 대해 이해하고자 연구를 진행했다.
새롭게 밝혀진 내용은?
고인의 사망 원인이 자살인 경우 다른 유형의 사별에 비해 복합비애라 부르는 슬픔이 매우 크고 오래 지속됨을 발견했다. 특히 고인과 자주 만났거나 주관적 친밀감이 높았던 경우 슬픔이 매우 컸다. 사별을 최근에 경험했을수록 더욱 슬픔을 느끼는 것으로 나타났다.
앞으로 무엇을 해야 하나?
사랑하는 사람을 죽음으로 잃는 경험은 누구에게나 일어날 수 있기에, 복합비애 같은 큰 슬픔을 경험하는 이에게 관심을 기울여야 한다. 특히 주위에서 자살이 일어났을 때, 가까운 이를 잃은 사람은 극심한 고통을 경험한다. 이런 고통에서 회복될 수 있도록 위로하고 지지하는 프로그램이나 제도가 만들어질 필요가 있다. 죽음은 우리 모두가 인생의 어느 순간 경험하는 일이다.

Abstract

Sudden bereavement is known to increase the psychological distress of those left behind. Complicated grief is a set of symptoms of pathological mourning that persists after bereavement, and the risk of occurrence is high when experiencing sudden loss, such as suicide. In Korea, whose suicide rate is the highest among OECD countries, suicide survivors continue to occur, which raises concerns about complicated grief and their potential suicide risk. However, not much study has been conducted in Korea on complicated grief, and systematic analysis of influencing factors is lacking. Therefore, this study analyzed the data (N=1,068) of the 1st Wave of the Longitudinal Study of Suicide Survivors, using a nationwide stratified sampling method. An exploratory study was conducted on the factors affecting complicated grief. Higher complicated grief was associated with higher bereaved age, shorter time after death, higher level of interaction with the deceased, and higher emotional intimacy with the deceased. When the cause of death was suicide, it had a more significant effect on the complicated grief than other sudden and expected death. Based on these findings, clinical interventions were suggested for people who experience difficulties after bereavement, including suicide in social relationships.

keyword
Complicated GriefBereavementPathological MourningSuicide Survivor

초록

갑작스러운 사별은 남겨진 사람들의 심리적 고통을 높인다고 알려져 있다. 복합비애란 사별 이후 지속되는 병리적 애도 증상으로 자살과 같이 갑작스러운 상실을 경험할 때 발생 위험이 높다. OECD 국가 중 자살률이 가장 높은 우리나라에서 자살 사별자가 지속적으로 발생하고 있어 복합비애와 그로 인한 잠재적 자살 위험군의 증가가 우려된다. 그러나 아직 복합비애 연구는 국내에서 충분히 이루어지지 않았으며, 영향 요인에 대한 체계적 분석도 부족하다. 이에 본 연구는 국내 최초 전국 단위의 인구통계학적 특성을 반영하여 조사한 ‘사회적 관계 내에서 자살을 경험한 자살생존자의 정신건강 추적연구’ 1차년도 데이터를 기반으로 사별자를 추출하고(N=1,068), 복합비애에 영향을 미치는 인구통계학적 요인, 사별 특성 요인, 사망 요인에 대한 탐색적 연구를 실시했다. 사별자 연령이 높을수록, 고인의 사망 시점이 짧을수록, 생전 고인과의 교류 수준이 많을수록, 고인에 대한 주관적 친밀감이 높을수록 복합비애가 높게 나타났다. 고인의 사망 원인이 자살 사망일 경우, 갑작스러운 사망과 예상한 사망일 경우보다 복합비애에 더 많은 영향을 미쳤다. 이를 근거로 다양한 사회적 관계 내에서 자살을 비롯하여 사별 후 어려움을 겪는 사람들에 대한 실천적 개입 방안을 제언하였다.

주요 용어
복합비애사별병리적 애도자살생존

Ⅰ. 서론

복합비애란 충분한 애도의 시간, 일반적으로 6개월이 지난 후에도 지속적으로 사별로 인한 복합적인 어려움을 겪는 병리적 애도다(Prigerson et al., 1995). 친밀한 관계에서 죽음을 경험하였을 때, 사별 유형을 막론하고 복합비애 정도에 따라 일상의 어려움이 있다면 회복에 대한 지원이 필요하다. 특히 사별 유형 중에서도 준비되지 않은 형태의 사별, 예를 들면 자살이나 사고가 복합비애 발생 위험을 증가시키고(Holland & Neimeyer, 2011, p.260), 최근 코로나19 팬데믹 같은 재난에 의한 갑작스러운 죽음은 복합적인 형태의 심리적 위험을 높인다는 연구가 보고되고 있어(Chew, Wei, Vasoo, Chua & Sim, 2020; Gesi, Carmassi, Cerveri, Carpita, Cremone & Dell’Osso, 2020; Eisma, Boelen & Lenferink, 2020) 사별자의 정신건강이 더욱 주목받고 있다. 세계적으로 자살률이 높은 한국(OECD, 2021)은 코로나19 팬데믹 이후 2021년 1분기 조사 결과 우울은 2018년 대비 2배 이상, 자살생각은 3.5배가량 높아(보건복지부, 2021. 5. 6.) 잠재적 자살 위험군 증가에 따른 자살 증가가 우려된다. 이는 자살에 직간접적으로 노출되는 사별자가 증가할 수 있음을 의미한다. 자살 사별 경험자는 일반 사별 경험자보다 높은 수준의 비애 증상을 경험한다는 점(Tal et al., 2017, p.274; Kõlves & De Leo, 2018, p.5; Kõlves et al., 2019, p.100)을 고려할 때, 심리정서적으로 취약한 상태인 자살생존자(Suicide Survivor)를 비롯한 갑작스러운 사별 경험자의 복합비애에 대한 관심과 논의가 필요하다.

한 사람의 자살은 연구에 따라 적게는 6명(Shneidman, 1969; Andress & Corey, 1978, abstract에서 재인용)에서 많게는 135명(Cerel et al., 2019, p.532)에게까지 영향을 미친다고 보고되고 있다. 국내 하루 평균 자살사망자 수가 37.8명(통계청, 2020)인 것을 고려한다면, 기존 연구의 공식으로 단순가정할 때 주변의 자살에 노출된 자살생존자는 하루 약 200여 명에서 800여 명 발생한다고 추정된다. 그러나 자살에 의해 영향받는 사람들의 큰 규모에도 불구하고 국내 자살생존자 대상 연구는 유가족을 중심으로 한 질적연구(곽지영, 서미아, 2019; 윤성근 외, 2020, p.577)로 진행되거나 사별자의 우울, 자살생각 변인(이혜경, 2016; 정명희, 허성희, 2017; 이수정 외, 2020)을 주로 다룬 연구 외에는 대규모 데이터를 통해 지역사회의 현황을 다룬 연구는 드물었다. 최근 자살유가족에서 친구, 지인 등 사회적 관계 내 자살생존자 연구(김지은, 송인한, 2020; 김혜진, 김지은, 송인한, 2020)로 사별 대상의 범위가 확대되었으나, 사별자가 경험하는 부정적 영향으로써의 복합비애 연구는 부족하다. 특히 복합비애에 주요한 영향을 미치는 것으로 알려져 있는 요인들로 고인과의 관계, 고인에 대한 주관적 친밀감(Holland, Plant, Klingspon & Neimeyer, 2020, p.45; Smigelsky, Bottomley, Relyea, & Neimeyer, 2020, p.408; Glickman, 2021, p.5) 및 사별 원인(Holland & Neimeyer, 2011, p258; Shear et al., 2011) 등은 해외에서 연구가 지속되고 있으나 국내에서는 아직 이뤄지지 않아 사별을 경험한 국내 성인을 대상으로 복합비애 영향 요인을 탐색할 필요가 있다.

우리나라는 서구권에 비해 상대적으로 죽음에 대한 사회적 소통과 논의가 부족한 문화적 맥락이 있어(이재원, 김지원, 김태석, 김철민, 2019, p.308) 슬픔의 정서를 내면에서 억제하는 경향이 있으며, 죽음으로 인한 심리적 영향에 대한 연구도 해외에 비해 충분히 이뤄지지 않았다. 최근 정책적으로 호스피스・연명의료(보건복지부, 2019), 자살 유족 원스톱서비스(보건복지부, 2021. 1. 14.), 죽음교육 활성화 등 생애말기 심리사회적 개입과 사별자 돌봄에 대한 관심이 증대되고 있으나(서울연구원, 2019), 사별 이후의 연속적 지원을 위한 실질적 평가와 개입은 부족한 상황이다. 이에 본 연구는 국내에서 처음으로 전국 단위의 인구통계학적 특성을 반영하여 조사된 데이터를 기반으로 사별 경험자의 복합비애에 영향을 미치는 인구통계학적 요인, 사별 특성 요인, 사망 요인을 분석하고자 한다. 주요하게는 예상한 사망, 갑작스러운 사망 대비 자살 사망이 복합비애에 미치는 영향을 실증적으로 고찰할 것이다.

Ⅱ. 이론적 배경 및 선행연구

1. 복합비애 증상과 특성

생애주기에서 사별 이후 경험하는 슬픔과 이를 극복하는 애도는 보편적 경험이다. 이러한 애도는 상실에 대한 반응이며 이전과 달라진 환경과 관계에 적응하는 내적 성숙의 과정이다(황정윤, 김미옥, 천성문, 2014, p.552). 사별 발생 후 약 6개월 동안은 외상성 고통과 사랑하는 사람과의 분리 과정을 경험하고 전문적 치료나 도움 없이 일상으로 돌아오게 되는 것이 일반적이지만, 사별 후 애도 반응에는 개인차가 있으며 슬픔 상태가 계속 유지되면서 병리적 성향으로 남기도 한다(Prigerson et al., 2009, p.6). 복합비애(Complicated Grief, CG)는 정상적 비애와 달리 슬픔 반응이 장기적으로 지속되는 병리적 애도로 우울, PTSD와 구분된다(Prigerson et al., 1995, p.65; Boelen & van den Bout, 2005, p.2177). 복합비애는 1990년대에 비정상적인 슬픔이 급성 증상으로 지속되는 상태를 뜻하는 복잡한 슬픔으로 처음 정의되었다. 이는 임상 개입과 치료가 필요한 병리적 상태로 복합비애(Prigerson et al., 1995), 지속비애(Prigerson et al., 2009)의 개념으로 발전하였다. 정신질환의 진단 및 통계 편람 5판(DSM-V)에서는 지속성 복합 사별장애(Persistent Complex Bereavement Disorder)로 제시하며 진단기준을 12개월(아동 6개월)로 명시하고 있다(American Psychiatric Association, 2015, p.871). 제11차 국제질병분류(ICD-11)에도 ‘지속성 슬픔 장애(Prolonged grief disorder)’로 진단이 추가될 예정이며 병적 슬픔(pathological grief)과 동일하게 보고 있다(WHO, 2021).

복합비애는 외상성 고통(Traumatic distress)과 분리 고통(Separation distress)의 증상으로 구분된다. 외상성 고통은 분노, 죄책감 등과 같은 외상적 요인으로 인한 충격을, 분리 고통은 고인과의 관계, 애착과 관련한 그리움, 상실에 대한 갈망을 경험한다(Holland & Neimeyer, 2011, p.260). 이러한 증상은 일반적인 병태와 마찬가지로 개인 적응 정도와 가족력 등의 요인에 의해 발현의 차이가 나타난다. 또한, 복합비애는 고인에 대한 비통함, 분노, 괴로움, 그리움, 지속적인 갈망, 회피, 낙인, 죄책감 등의 복합적인 감정들을 동반한다(Stroebe, Schut & Stroebe, 2007, p.1964; Prigerson et al., 2009, p.4; Chapple, Ziebland & Hawton, 2015, p.623). 하지만 복합비애를 정신적 측면에서만 국한해서는 안 된다. 복합비애는 약물사용을 증가시키고 신체적 건강에도 영향을 미쳐 수면 장애, 심장질환 등을 비롯한 증상을 유발한다(Stroebe, Schut & Stroebe, 2007, p.1963). 나아가 심리사회적 안녕감이 회복되지 못할 경우, 장기적으로 우울 및 불안(Mason, Tofthagen & Buck, 2020, p.166; Glickman, 2021, p.5), 인지기능 저하(Pérez, Ikram, Direk & Tiemeier, 2018, p.455), 삶의 의미 감소(Prigerson et al., 2009, pp.5-6)가 나타날 수 있으며 극단적으로 자살생각 및 자살시도로 이어질 수 있다(Maple, Cerel, Sanford, Pearce, & Jordan, 2017, p.469).

복합비애는 인구통계적 요인에 따라 차이를 보인다. Kersting, Brähler, Glaesmer & Wagner(2011)의 연구에서 독일의 복합비애 유병률은 6.7%로 보고된 반면, Li & Prigerson(2016)의 연구에서 중국은 복합비애 유병률이 13.9%로 확인되어 연구대상에 따라 차이가 발견되었다. 기존 연구에서 일반적으로 알려진 연관 요인으로는, 연령이 높을수록(Kersting, Brähler, Glaesmer & Wagner, 2011, p.341; Newson, Boelen, Hek, Hofman, Tiemeier, 2011, p.236), 여성이 남성보다 높게 나타났으며(Kersting, Brähler, Glaesmer & Wagner, 2011, p.340; Johnsen & Afgun, 2021, p.251), 학력이 낮을수록 발생 위험이 높았다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.10). 혼인상태와 관련해서는 복합비애 원척도 연구(Prigerson et al., 1995)를 포함한 대부분의 비애 관련 연구가 미망인 또는 사별한 중년을 대상으로 진행되어왔으나 기혼이 아닌 집단의 복합비애 수준이 더 높다는 연구(Kersting, Brähler, Glaesmer & Wagner, 2011, p.341)도 보고되고 있다. 한편 연구 표집에 따라서 상반된 연구 결과가 나타나기도 한다. 노인 대상 연구에서는 성별에 따른 복합비애 차이가 나타나지 않거나(Newson, Boelen, Hek, Hofman, Tiemeier, 2011, p.235), 남성의 복합비애 정도가 더 높게 보고되었다(남일성, 2015, p.44). 또한, 연령이 낮은 청소년 대상(Lee, Nam, Kim, Kim, Noh, & Chae, 2018, p.255), 대학생 대상(Glickman, 2021, p.3)의 복합비애 연구에서는 복합비애 수준이 성인과 유사하거나 더 높은 수준으로 나타났다. 이처럼 복합비애는 국가마다 문화적 차이뿐만 아니라 인구통계학적 특성에 따라 개인의 발생 위험이 달라질 수 있기에 선행연구들은 연구 결과의 일반화를 위해선 성별, 연령, 지역, 사회경제적 수준 등을 통제한 광범위한 표집의 중요성을 강조하고 있다(장현아, 2009, p.313; 김시형, 신지영, 이동훈, 2019, p.385).

2. 사별적 특성에 따른 복합비애

복합비애 개념과 척도를 다룬 초기 연구에서는 미망인의 사별 후 병리적 애도반응으로 복합비애를 설명하였다(Prigerson et al., 1995). 이후 행해진 연구에서 가족관계에 대한 분석이 이뤄졌다. 배우자 관계에서 부모, 자녀, 형제・자매와 같은 가족관계 전반에 대한 복합비애 반응 연구로 확대되었고(Mason, Tofthagen & Buck, 2020, p.153), 관계를 세분류하였을 때 친척관계보다 직계가족관계에서 더 높은 수준의 분리 고통과 복합비애가 확인되었다(Holland & Neimeyer, 2011, p.260).

사회적 관계에 따른 복합비애를 확인한 연구에서는 가족관계가 타 관계보다, 친구・동료관계는 친척관계보다 높은 수준의 복합비애를 경험하는 것으로 나타났다(Glickman, 2021, p.5). 복합비애를 예측하는 사망자와의 미해결과제(Unfinished business) 연구에서도 동일한 관계 순서로 확인되었다(Holland, Plant, Klingspon & Neimeyer, 2020, p.45). 사별 후 애도 과정이 사회문화적 요인의 영향을 받는다는 점을 고려하였을 때(Stelzer, Zhou, Maercker, O’Connor & Killikelly, 2020, p.4), 한국과 문화적 측면에서 유사성을 가지고 있는 동아시아권에서는 성별에 따라 가족, 친구, 친척의 순으로 복합비애 수준이 보고되었다(Mizuno, Kishimoto & Asukai, 2012, p.455). ‘먼 친척보다 가까운 이웃’이라는 속담과 같이 친인척 관계보다 친구관계에서 복합비애가 높게 나타나는 결과를 통해 관계의 질적인 측면이 복합비애에 작용하는 것을 알 수 있다. Johnsen & Afgun(2021)의 연구에서도 외상적 사망 사건을 경험한 형제・자매 사별집단과 친구 사별집단의 복합비애 차이가 없는 것으로 나타나 고인과의 관계보다 고인과의 친밀성이 주요 변수임을 강조했다. 특정한 사회적 관계와 상관없이 고인과의 주관적 친밀감은 복합비애에 영향을 미치며(Smigelsky, Bottomley, Relyea, & Neimeyer, 2020, p.408; Glickman, 2021, p.5), 개인마다 가장 기억에 남는 관계에 따라 복합비애 차이가 발생할 수 있다(Maple & Sanford, 2020, p.334). 최근 연구에서는 사별 후, 경과 기간을 복합비애 영향 요인으로 보고하고 있는데 연구에 따라 상이한 결과를 보인다. 사별 시점이 가까울수록 심리적 스트레스에 큰 영향을 미친다는 주장도 있으나(Maple & Sanford, 2020, p.334), 복합비애는 시간 경과와 상관없으며 이후에라도 발생할 수 있다는 의견도 있다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.10). 그러나 사별 시점이 짧을수록 비애 수준이 가장 크게 나타나는 것은 사별자의 보편적 증상이다(Stroebe, Schut & Stroebe, 2007, p.1962).

국내에서는 남일성(2015)이 배우자를 사별한 노인을 대상으로 복합비애의 위험 요인을 밝혀냈으며, 김경희, 유지영(2019)은 배우자를 사별한 노인의 복합비애가 죽음불안에 영향을 미치는 결과적 측면을 확인했다. 이은진(2020)은 자살사별 유족을 대상으로 복합비애와 외상 후 성장 간의 관계를 밝혀냈고, Lee, Nam, Kim, Kim, Noh & Chae(2018)는 세월호와 같은 재난 상황에서 친구 관계를 상실한 청소년을 대상으로 복합비애를 확인하였다. 하지만 해당 연구들은 주로 단일 대상에 대한 복합비애 연구로 진행되어 사회적 관계별 복합비애의 차이를 확인할 수 없고 생전 고인과의 교류, 주관적 친밀감과 같은 관계의 질적인 측면을 다루지 못했다. 선행연구를 근거로 할 때, 보편적인 사별 경험 후에 복합비애가 특정 조건에서 나타난다면 평소 고인에 대한 친밀감이 높았거나 교류가 빈번할수록 복합비애 수준이 높아진다고 예상할 수 있다. 사회문화적 특성을 고려할 때, 국내 복합비애 연구에서 주요하게 다루지 않은 사별 대상, 고인의 사망시점, 생전 고인과의 교류, 고인에 대한 주관적 친밀감 등의 사별적 특성이 한국의 사별 경험자에게도 동일하게 보고되는지 분석이 요구된다.

3. 사망 원인에 따른 복합비애 차이

가까운 사람의 죽음은 예상치 못한 상황 속 불공평과 고립을 경험하게 하며 다른 스트레스 요인과 공존하여 애도 과정을 더 어렵게 만든다(Menichetti, Borghi, Cao di San Marco, Fossati, & Vegni, 2021, p.503). 고인의 사망 원인은 복합비애 발생 위험을 높이는 대표적 요인이다. 사망 원인 중 자살, 살인, 사고, 자연재해, 전쟁 등 외상 사건으로 인해 중요한 사람을 잃는 경험을 폭력적 상실(violent loss)이라 한다. 이는 질병, 노환 등의 비폭력적 상실과 달리 예상하지 못했던 갑작스럽고 트라우마적인 사망으로 복합비애 발생 위험을 높인다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.12). Chapple, Ziebland, Hawton(2015)의 연구에서는 자살, 약물 사용과 같은 트라우마적 사망이 사별 후 애도과정을 더 어렵게 만들며 허용할 수 없는 슬픔을 초래한다고 보고했다. Holland와 Neimeyer(2011)의 연구에서는 노환이나 질병 등 자연스러운 사망 원인에 비해 폭력적 사망에서 더 높은 수준의 복합비애가 나타났으며, Shear, Simon, Wall, Zisook, Neimeyer, Duan et al.(2011)의 연구에서도 동일한 결과를 보고했다. 메타분석 연구에서는 외상 사건의 복합비애 유병률이 50%라는 높은 수준으로 확인되어 고인의 사망 원인이 복합비애에 미치는 파급력을 강조했다(Djelantik, Smid, Mroz, Kleber & Boelen, 2020, p.153).

폭력적 상실 경험 중에서도 자살로 인한 사별은 주요하게 다뤄져 왔다. 자살사별 집단은 여타 사별집단과 비교하였을 때 더 높은 수준의 복합비애, 자살생각, 부적응을 경험하는 것으로 알려져 있다(윤성근 외, 2020, p.585; Pitman, Osborn, Rantell, & King, 2016, p.6; Jordan, 2017, p.616; Kõlves & De Leo, 2018, p.3; Levi-Belz & Gilo, 2020, p.4). 또한, 누군가의 자살을 직간접적으로 경험한 적이 있는 ‘자살생존자’들은 외상 후 스트레스 장애와 함께 복합비애의 외상성 고통 증상이 나타날 위험이 높은 것으로 보고되었다(Hargrave, Leathem, & Long, 2012, p.346). 최근 선행연구들은 자살 사망을 폭력적 상실의 범주에서 살인, 사고 등과 동일하게 측정하지 않고 자살의 파급력 자체를 따로 확인하고 있다. Kõlves et al.(2019)의 연구는 자살 사망과 갑작스러운 사망(질환, 사고, 부상 등) 집단의 슬픔 반응 차이를 분석하였으며, Tal et al.(2017)은 자살, 사고 및 살인, 자연적 원인으로 인한 사망의 세 개 집단으로 구분하여 복합비애를 측정하였다. Levi-Belz & Gilo의 연구(2020)도 자살 사망, 갑작스러운 죽음(심장마비, 사고, 테러 공격, 살인 등), 예상한 사망(노령, 질병 등)으로 대상을 구분한 결과, 자살 사별 집단의 정서적 고통이 가장 높은 수준으로 보고되었다. 사망 원인은 복합비애의 대표적인 위험 요인임에도 국내에서 사망 원인별 복합비애 차이를 다룬 연구는 부재하다. 이에 선행연구를 근거로 사망 원인을 자살 사망, 갑작스러운 사망, 예상한 사망으로 구분하여 인구통계학적 요인과 사별 특성 요인을 통제한 후에도 복합비애에 영향을 미치는지 실증적 확인이 필요하다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 분석 자료

본 연구는 한국연구재단 중견연구자지원사업인 “사회적 관계 내에서 자살을 경험한 자살생존자의 정신건강 추적연구(2015~2017)”의 1차년도 자료를 2차 분석하였다. 이는 자살, 사고, 질병, 노환, 기타 이유로 인해 가까운 사람과 사별한 경험이 있는 사람들의 정신건강 추이를 조사한 전국 규모의 종단 연구 데이터이다. 연구 참여자는 전문조사기관에 의뢰하여 성별, 연령, 지역에 근거한 층화비례할당표집을 통해 모집된 만 19~69세의 성인 패널 2,000명이다. 2015년 12월 온라인 설문조사를 실시하였으며 연구참여자에게 연구 목적과 조사 내용을 안내한 후, 동의 절차를 거쳐 응답 자료를 수집하였다. 모든 연구 과정은 연세대학교 연구윤리심의위원회(Institutional Review Board, IRB)의 승인을 받아 연구윤리규정을 준수하여 진행되었다(1040917-201512-SB-243-02). 본 연구에 사용된 최종 데이터는 사회적 관계 내에서 가족, 친척, 친구・동료, 이웃・지인과의 사별을 경험한 적이 있다고 응답한 총 1,068명의 자료이다. 전체 2,000명의 자료 중 불완전한 응답 2건과 사별 경험이 없는 774건은 분석에서 제외하였다. 또한, 공동연구자 간 논의를 거친 후, 사별 기간이 짧거나 사별 대상이 유명인 및 기타 등 고인과의 관계성이 모호한 156건의 자료도 복합비애를 정밀하게 측정하기에 적합하지 않다고 판단하여 최종 분석에 포함하지 않았다.

2. 분석 도구

가. 종속변수: 복합비애

복합비애는 ‘복합비애 척도(Inventory of complicated grief: a scale to measure maladaptive symptoms of loss)’로 측정되었다(Prigerson et al., 1995). 본 척도는 총 19개 문항으로 각 문항이 5점 척도(1~5점)이다. 문항은 ‘고인의 죽음을 받아들일 수 없다고 느낀다’, ‘고인은 죽었지만 나는 살아야 한다는 것이 부당하게 느껴진다’, ‘고인의 죽음을 생각하면 비통하다’ 등의 내용으로 구성되었다. 데이터 수집 당시 한국형 타당화 연구의 필요성이 있었으며 김혜진과 송인한(2020)이 원척도 개발자에게 승인받은 후, 동일 데이터를 사용하여 일반적 사별 집단을 대상으로 한국어판 복합비애 척도 타당화를 진행하였다. 다만 국내에서는 복합비애 진단 기준이 명확히 제시되지 않았기에 원척도 기준을 따랐다. 원척도의 총점은 최소 19점에서 최대 95점으로 측정되며, 총점이 높을수록 복합비애 수준이 높아진다고 해석할 수 있다. 원척도에서는 임계치(컷오프)로 25점 이상을 제시하였다. 선행연구에서는 민감도와 특이성을 높이기 위해 30점을 권장(Carmassi et al., 2014, p.1326)하거나, 동아시아권 중국인 기준으로 48점을 권장(Li & Prigerson, 2016, p.12)하였다. 한국어판 복합비애 타당화 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α값 .958이며, 본 연구에서는 .961로 나타났다.

나. 인구통계학적 요인

통제변수는 선행연구에 근거하여 복합비애에 영향을 미치는 것으로 알려진 성별, 연령, 교육수준, 혼인상태를 포함하였다. 교육수준은 사회적 지위, 고용, 건강 행동 등에 영향을 미치는 대표적인 예측변수이다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.10). 데이터 분석에서 성별은 남성 ‘0’, 여성 ‘1’, 연령은 조사 당시 참여자가 기입한 만 나이를 연속변수로 사용하였다. 교육수준은 고등학교 졸업 이하 ‘0’, 대학교 졸업 이상 ‘1’, 혼인상태는 기혼 ‘0’, 미혼・이혼・별거 ‘1’로 분류하였다.

다. 사별 특성 요인

사별 특성 요인으로는 사별 대상, 고인의 사망시점, 생전 고인과의 교류, 고인에 대한 주관적 친밀감을 확인하였다. 사별 대상은 ‘가장 기억에 남는 고인 한 분’에 대한 관계 응답을 사용하여, 설문지를 기준으로 가족집단(배우자, 자녀, 형제・자매, 부모, 조부모, 배우자의 부모 또는 형제・자매, 형제・자매의 배우자, 사위, 며느리 등), 친척집단(3촌 이상의 친척), 친구・동료집단(연인, 친구, 선후배, 동료, 선임 또는 후임 등), 지인집단(이웃, 지인)으로 분류하고 이후 가족・친척집단과 친구・동료・지인집단으로 더미변수를 생성해 분석에 사용하였다. 고인의 사망시점은 설문 당시 사망 시점 연도를 잘 모르는 경우, ‘1년 미만, 1~2년 미만, 2~3년 미만, 3~5년 미만, 5~10년 미만, 10년 이상’으로 기입하도록 되어 있다. 이에 데이터가 수집된 2015년을 기준으로 참여자가 기입한 고인의 사망시점 연도 값을 제하여 위와 같이 재분류하였다. 생전 고인과의 교류 경우, ‘고인과 직접 만난 빈도’, ‘고인과 전화 또는 온라인으로 연락한 빈도’를 합산하여 리커트 척도로 사용하였다. 해당 빈도는 거의 매일, 일주일에 1~2회, 한 달 1~2회, 6개월 1~2회, 1년 1~2회, 2~3년 1~2회, 3년 이상 단절 상태이다. 주관적 친밀감은 고인에 대한 친밀감 정도를 질문한 7점 리커트 척도로 ‘전혀 가깝지 않은’ 1점, ‘매우 가까운’ 7점을 의미한다.

라. 사망 요인

사망 원인은 선행연구에서 예상치 못한 사별이 병리적 애도로 이어지는 결과를 근거로 자살 사별 경험이 있다고 응답한 집단을 ‘자살 사망’, 고인의 갑작스러운 사망 유무에 따라 ‘갑작스러운 사망’과 ‘예상한 사망’으로 분류하였다(Kõlves et al., 2019, p.97; Levi-Belz & Gilo, 2020, p.2). ‘자살 사망’은 ‘모든 관계를 포함하여 주변에 자살로 사망한 사람이 있는지’ 묻는 질문에 ‘예’라고 응답한 집단이다. 자살 외 질병, 사고, 노환 등의 사별을 경험한 응답자 대상으로 ‘고인께서는 갑작스럽게 사망하셨습니까?’라는 질문에 ‘예, 예상치 못한 갑작스러운 사망이었다’라고 응답한 집단은 ‘갑작스러운 사망’, ‘아니오, 수술이나 치료 등을 받으며 어느 정도 예상한 사망이었다’라고 응답한 집단은 ‘예상한 사망’으로 구분하였다.

3. 분석 방법

본 연구에서는 분석을 위해 SPSS 25.0을 사용하였다. 연구대상의 인구사회학적 특성을 파악하기 위해 기술통계와 빈도분석을 실시하였으며, 사망 원인별 집단의 인구통계학적 특성 및 사별 특성 차이는 카이제곱검정(chi-square test)과 일원변량분석(one-way ANOVA analysis)을 실시하였다. 사망 원인별 집단 간 복합비애 차이는 사별 특성 변인의 영향력을 통제한 공분산분석(Analysis of Covariance)을 실시하였다. 또한, 주요 연속변수 간 관계성 검증을 위해 상관분석(Correlation Analysis)을 실시하였으며 사별자가 경험하는 복합비애와 관련한 영향 요인을 파악하고자 위계적 다중회귀분석(hierarchical regression analysis)을 실시하였다.

Ⅳ. 연구 결과 및 해석

1. 기술통계 및 집단별 특성 차이

사별을 겪은 연구참여자 1,068명 중 자살로 사별한 사람은 551명, 질병・사고・노환 등으로 갑작스러운 사별을 겪은 사람은 280명, 예상한 사별을 겪은 사람은 237명이다. 이들의 인구통계학적・사별 특성 차이는 <표 1>과 같다. 성별은 집단별로 남성이 약 45~48%, 여성이 약 51~55%로 여성이 남성보다 조금 더 많았으며 집단 간 차이는 나타나지 않았다. 교육 수준은 대학교 졸업 이상인 경우가 약 74~78%로 고등학교 졸업 이하(약 21~25%)인 경우보다 많았다. 혼인상태는 기혼인 경우, 예상한 사망 61.2%, 자살 사망 53.4%, 갑작스러운 사망 49.6%로 나타났으며, 집단 간 차이는 유의하지 않았다.

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표 1.
기술통계 및 집단별 특성 차이
(단위: N, %)
구분 전체 사별자(n=1,068) 자살(n=551) 갑작스러운 사망(n=280) 예상한 사망(n=237) χ2/F
성별 남성 487(45.6) 248(45.0) 125(44.6) 114(48.1) .779
여성 581(54.4) 303(55.0) 155(55.4) 123(51.9)
교육수준 고등학교 졸업 이하 245(22.9) 116(21.1) 71(25.4) 58(24.5) 2.351
대학교 졸업 이상 823(77.1) 435(78.9) 209(74.6) 179(75.5)
혼인상태 기혼 294(53.4) 294(53.4) 139(49.6) 145(61.2) 3.361
미혼・이혼・사별 257(46.6) 257(46.6) 141(50.4) 92(38.8)
사별 대상 가족 337(31.6) 69(12.5) 125(44.6) 143(60.3) 289.724***
친척 293(27.4) 140(25.4) 77(27.5) 76(32.1)
친구・동료 281(26.3) 205(37.2) 63(22.5 13(5.5)
지인 157(14.7) 137(24.9) 15(5.4) 5(2.1)
연령(M, SD) 38.68±11.54 38.61±11.07 37.39±11.88 40.34±12.05 4.231*
고인의 사망시점 4.31±1.60 4.27±1.52 4.45±1.70 4.25±1.68 1.374
생전 고인과의 교류 8.13±3.90 6.82±3.78 9.58±3.48 9.44±3.61 72.153***
고인에 대한 주관적 친밀감 4.67±1.75 3.95±1.69 5.38±1.48 5.50±1.46 116.398***
복합비애 41.58±16.00 40.95±16.35 41.90±15.37 42.65±15.92 1.011

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

주: M=평균, SD=표준편차

다음으로 사별 특성 요인에 따른 집단 간 차이를 확인하였다. 먼저 가장 기억에 남는 사별 대상을 구체적으로 살펴본 결과, 자살 사망 집단은 친구・동료(37.2%) 응답비율이 가장 높았고 친척(25.4%), 지인(24.9%), 가족(12.5%) 순으로 나타났다. 갑작스러운 사망 집단은 가족(44.6%), 친척(27.5%), 친구・동료(22.5%), 지인(5.4%) 순이었으며, 예상한 사망 집단은 약 90% 이상이 가족(60.3%)과 친척(32.1%) 순으로 답하였다. 세 집단 간 차이는 통계적으로 유의미하게 나타났다(F=289.724, p<.001). 자살 사망 집단은 친구, 지인 등 사회적 만남에서의 관계를 가장 기억에 남는 사별 대상으로 뽑았고, 갑작스러운 사망과 예상한 사망 집단은 혈연관계인 가족, 친척이 가장 기억에 남는 사별 대상인 것으로 나타났다.

연구참여자의 연령은 예상한 사망 집단이 평균 약 40세, 자살 집단 38세, 갑작스러운 사망 집단 37세였으며 집단 간 차이는 유의미한 것으로 나타났다(F=4.231, p<.05). 고인의 사망 시점은 갑작스러운 사망 집단이 평균 4.45년(SD=1.70)으로 가장 길었다. 자살 사망 집단과(M=4.27, SD=1.52), 예상한 사망 집단(M=4.25, SD=1.68)은 비슷하였으며, 사망 시점의 집단 간 차이는 확인되지 않았다. 생전 고인과의 교류 정도는 갑작스러운 사망 집단이 9.58점, 예상한 사망 집단이 9.44점이었고, 자살 사망 집단이 6.82점으로 가장 낮았다. 세 집단 간 차이는 유의미하게 나타났다(F=72.153, p<.001). 고인에 대한 주관적 친밀감은 예상한 사망 집단(5.50점), 갑작스러운 사망 집단(5.38점), 자살 사망 집단(3.95점) 순으로 나타났고 집단 간 차이가 확인되었다(F=116.398, p<.001). 갑작스러운 사망 집단의 약 72% 이상, 예상한 사망 집단의 92% 이상이 가족・친척인 혈연관계이기 때문에 비교적 자살 사망 집단(37.9%)보다 생전 더 많은 교류가 이뤄지며 주관적 친밀감을 쌓은 것으로 해석할 수 있다. 복합비애는 예상한 사망 집단 평균 42.65점(SD=15.92), 갑작스러운 사망 집단 41.90점(SD=15.37), 자살 사망 집단 40.95점(SD=16.35)으로 비슷한 수준이었으며 집단 간 차이는 확인되지 않았다.

2. 특성별 영향 요인에 따른 복합비애 차이 검증

사별 경험자의 특성별 영향 요인에 따른 복합비애 차이를 검증하였다. 먼저 <표 2>에서 인구통계학적 특성에 따른 복합비애를 분석한 결과, 자살 사망 집단의 남성(M=44.07)이 가장 높은 복합비애 평균 점수로 나타났으며, 성별에 따른 집단 간 차이가 확인되었다(t=-4.109, p<.001). 갑작스러운 사망 집단은 여성(M=43.25)이 남성(M=40.22)보다 복합비애 점수가 높았으며, 예상한 사망 집단은 약 42점으로 비슷하게 나타났으나 두 집단 모두 통계적 차이는 없었다. 교육수준은 대학교 졸업 이상인 집단이 고등학교 졸업 이하인 집단보다 복합비애 점수가 조금 더 높았는데 세 집단 모두 약 40~43점 사이로 유사하게 나타났다. 집단 간 차이는 통계적으로 유의미하게 나타나지 않았다. 혼인상태에서도 세 집단 모두 기혼 상태가 미혼・이혼・사별한 경우보다 복합비애 점수가 더 높게 나타났다. 갑작스러운 사망 집단의 기혼(M=45.31)이 가장 높은 평균 점수, 미혼・이혼・사별(M=38.54)이 가장 낮은 평균 점수를 기록했으며 유일하게 집단 간 차이가 확인되었다(t=-3.771, p<.001).

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표 2.
인구통계학적 특성에 따른 복합비애 차이 검증
변수 구분 자살(n=551) 갑작스러운 사망(n=280) 예상한 사망(n=237)
M(SD) t M(SD) t M(SD) t
성별 남성 44.07(16.51) -4.109*** 40.22(14.80) 1.643 42.82(14.45) -.150
여성 38.40(15.79) 43.25(15.74) 42.50(17.23)
교육수준 고등학교 졸업 이하 40.41(15.08) .401 41.10(15.58) .508 41.52(15.42) .625
대학교 졸업 이상 41.10(16.68) 42.17(15.33) 43.02(16.10)
혼인상태 기혼 41.83(16.48) -1.345 45.31(15.35) -3.771*** 43.63(15.14) -1.191
미혼・이혼・사별 39.95(16.17) 38.54(14.69) 41.11(17.04)

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

앞서 <표 1>의 결과에서 사망 요인 집단 간 사별 대상의 차이가 있는 것으로 나타났다. 사별은 고인과의 관계에 따라 남겨진 사람에게 미치는 영향이 다르므로 사별 대상에 따른 복합비애 차이를 <표 3>과 같이 확인하였다. 먼저 자살 사망 집단은 가족(M=50.09), 친구・동료(M=42.12), 친척(M=39.20), 지인(M=36.41) 순으로 복합비애가 높은 것으로 밝혀졌다(F=12.31, p<.001). 갑작스러운 사망 집단도 가족(M=49.18), 친구・동료(M=38.71), 친척(M=34.65), 지인(M=31.80) 순으로 순서는 동일했으나 자살 사망 집단에 비해 복합비애 점수는 낮게 나타났다(F=22.27, p<.001). 가족 집단은 1점 정도로 큰 차이 없었지만, 다른 집단은 4~5점 정도 낮았다. 예상한 사망 집단은 사별 대상이 친구・동료(M=47.54)인 경우에 가장 높았고, 이어서 가족(M=45.50), 지인(M=38.60), 친척(M=36.72) 순으로 나타났다(F=5.91, p<.01). 예상한 사망 집단에서 가족, 친척 등 혈연관계일 경우, 다른 집단에 비해 복합비애 점수가 상대적으로 낮았고 친구・동료, 지인 등 사회적 관계일 경우, 복합비애 점수가 더 높게 나타나는 특징을 보였다. 사별 대상을 분류하지 않을 때의 복합비애 총 평균 점수는 예상한 사망 집단이 가장 컸으나 세부적으로 살펴본 결과, 자살 사망 집단이 가장 높은 수준의 복합비애를 경험하고 있는 것으로 나타났다.

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표 3.
사별 대상에 따른 복합비애 차이 검증
변수 구분 자살(n=551) 갑작스러운 사망(n=280) 예상한 사망(n=237)
M(SD) F Scheffe M(SD) F Scheffe M(SD) F Scheffe
사별 대상 가족(a) 50.09 12.31*** a>b,c,d 49.18 22.27*** a>b,c,d 45.50 5.91** a>b
친척(b) 39.20 34.65 36.72
친구・동료(c) 42.12 38.71 47.54
지인(d) 36.41 31.80 38.60
전체 40.95 41.90 42.65

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

다음으로 사망 원인별 집단 간 복합비애 차이를 검증하였다. 복합비애는 사별 관련 특성이 많은 영향을 미치기에 관련 변인을 통제할 필요가 있다. 이에 공변량을 통제하기 위해 사별 특성 변인인 사별 대상, 고인의 사망시점, 생전 고인과의 교류, 고인에 대한 주관적 친밀감을 통제변수로 투입하여 <표 4>와 같이 공분산분석(ANCOVA)을 실시하였다. 그 결과, 사별 특성 변인 중 사별 대상을 제외하고 모두 복합비애에 영향을 미치는 변인으로 확인되었으며 세 집단 간 통계적 차이가 확인되었다(F=11.094, p<.001). 주요 변인을 통제한 상태에서 자살 사망 집단의 복합비애 추정 평균은 44.04점(SD=.675)으로 가장 높게 나타났다. 예상한 사망 집단은 39.10점(SD=.974), 갑작스러운 사망 집단은 38.85(SD=.898)점이었다. 추정값으로 대응비교한 결과, 자살과 갑작스러운 사망(평균 차이 5.19), 자살과 예상한 사망(4.94)의 집단 간 차이가 나타났다. 사별 특성을 통제하지 않았을 때는 예상한 사망 집단의 복합비애(42.65±15.92)가 가장 높았으나 통제된 모형에서는 자살 사망 집단의 복합비애(44.04±.675)가 가장 높게 나타나는 것으로 보고되었다.

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표 4.
사별 원인에 따른 복합비애 차이 검증
공변인 평균제곱 F
사별 대상 545.770 2.795
고인의 사망시점 5904.880 30.241***
생전 고인과의 교류 10433.104 53.432***
고인에 대한 주관적 친밀감 13760.358 70.473***
주효과 추정값(M) SD 평균제곱 F 사후검정
사망 원인 자살(a) 44.04 .675 2166.177 11.094***
  • a>b***

  • a>c***

갑작스러운 사망(b) 38.85 .898
예상한 사망(c) 39.10 .974

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

3. 주요 연속형 변수 간 상관관계

본 연구의 회귀모형에 포함된 복합비애와 주요 연속형 변수 간 상관관계와 다중공선성을 확인하기 위해 <표 5>와 같이 분석하였다. 복합비애는 고인의 사망 시점(r=-.069, p<.05)과는 부적 상관관계를, 생전 고인과의 교류(r=.395, p<.001), 고인에 대한 주관적 친밀감(r=.407, p<.001)과는 정적 상관관계를 보였다. 모든 변인 간 상관성은 <.80 이하로 나타나 변수간 다중공선성의 문제가 없는 것을 확인했다.

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표 5.
주요 연속형 변수 간 상관관계
변수 1 2 3 4
고인의 사망시점 1
생전 고인과의 교류 .150*** 1
고인에 대한 주관적 친밀감 .130*** .669*** 1
복합비애 -.069* .395*** .407*** 1

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

4. 복합비애 영향 요인에 대한 회귀분석

복합비애에 미치는 요인을 확인하고자 위계적 다중회귀분석을 실시한 결과를 <표 6>에 정리하였다. 복합비애에 영향을 미치는 변인을 인구통계학적 요인, 사별 특성 요인, 사망 요인으로 구분하여 3단계 회귀분석을 실시하였다. 단계별 모형은 모두 통계적으로 유의미한 것으로 나타났으며(p<.001), 모형 설명력은 1단계(4.3%), 2단계(22.7%), 3단계(25.3%)로 점차 증가하였다. 전체 모형의 Durbin-watson값은 2에 가까워 회귀모형에 적합하며 VIF값은 10 이하로 나타나 다중공선성 문제가 없는 것을 확인하였다. 1단계 복합비애에 영향을 미치는 인구통계학적 요인으로는 성별(β=-.071, p<.01)과 연령(β=.193, p<.001)이 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 즉, 여성에 비해 남성일수록 복합비애 수준이 낮고, 연령이 증가할수록 복합비애 수준이 높아지는 것으로 확인되었다. 교육수준과 혼인상태는 복합비애에 영향을 미치지 않았다.

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표 6.
복합비애에 영향을 미치는 요인
변수 1단계 2단계 3단계
β t β t β t
인구 통계학 요인 성별(여성) -.071* -2.353 -.007 -.257 -.007 -.251
연령 .193*** 5.328 .122*** 3.672 .106** 3.200
교육수준(대학교 졸업 이상) .020 .674 .016 .597 .010 .359
혼인상태(미혼・이혼・사별) -.001 -.039 -.001 -.042 -.002 -.056
사별 특성 요인 사별 대상(가족・친척) -.016 -.556 .054+ 1.737
고인의 사망시점 -.151*** -5.439 -.163*** -5.943
생전 고인과의 교류 .223*** 6.044 .254*** 6.912
주관적 친밀감 .258*** 6.712 .301*** 7.830
사망 원인 갑작스러운 사망 -.164*** -5.222
예상한 사망 -.170*** -5.196
  • R2

  • Adj.R2

  • F

.043 .227 .253
.039 .221 .246
11.845*** 38.771*** 35.763***

+p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001

기준 집단: 남성, 고등학교 졸업 이하, 기혼, 친구・동료・지인, 자살 사망

2단계 모형으로 인구통계학적 요인을 통제하고 사별 특성 요인의 영향을 검증한 결과, 고인의 사망시점, 생전 고인과의 교류, 고인에 대한 주관적 친밀감은 모두 복합비애에 통계적으로 유의미한 영향력을 갖는 것으로 나타났다. 고인의 사망시점이 짧을수록(β=-.151, p<.001), 생전 고인과의 교류 빈도가 잦을수록(β=.223, p<.001), 고인에 대한 주관적 친밀감이 높을수록(β=.258, p<.001) 복합비애 수준이 높은 것으로 드러났다. 한편, 사별 특성 요인 변수를 투입한 이후, 인구통계학적 요인에서 연령의 영향력은 다소 감소하였으나 통계적 유의미함을 여전히 유지하는 것으로 분석되었다.

마지막으로 인구통계학적 요인과 사별 특성 요인을 모두 통제한 상태에서 사망 요인의 영향을 검증한 3단계 모형에서는 자살 사망에 비해 갑작스러운 사망일수록(β=-.164, p<.001) 복합비애 수준이 .164만큼 더 낮아지는 것으로 나타났으며, 예상한 사망일수록(β=-.170, p<.001) 더 낮은 수준의 복합비애를 경험하는 것으로 확인되었다. 즉 자살로 인해 사별한 경우, 갑작스러운 사별 또는 예상된 사별일 때보다 복합비애 수준이 더 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

한편, 사망 원인 요인을 추가함으로써 사별 특성 요인 중 사별 대상이 p<.10 수준에서 통계적으로 유의미한 영향력을 가지게 되었다. 가족・친척 집단일수록 친구・동료・지인 사별 집단에 비해 복합비애가 조금 더 높은 수준으로 확인되었다(β=.054, p=.083). 인구통계학적 요인의 연령, 사별 특성 요인인 고인의 사망 시점, 생전 교류 빈도, 주관적 친밀감도 여전히 복합비애와 유의미한 관련성을 갖는 것으로 나타났다.

Ⅳ. 결론 및 논의

본 연구는 사별 후 병리적 슬픔과 심리적 고통이 지속되는 상태인 복합비애에 영향을 미치는 주요 요인을 분석하고자 했다. 성별, 연령, 지역에 따라 전국적으로 층화비례할당표집된 성인 중 사별을 경험한 1,068명의 응답 자료를 활용하였으며 인구통계학적 요인, 사별 특성 요인, 사망 원인으로 변인을 구분하여 분석한 결과와 논의는 다음과 같다.

첫째, 자살로 인한 사별은 갑작스러운 사망, 예상한 사망으로 발생한 사별일 때보다 복합비애를 더 높이는 것으로 나타났다. 인구통계학적 요인과 사별 특성 요인을 통제하여 위계적 다중회귀분석한 결과, 갑작스러운 사망(β=-.164)과 예상한 사망(β=-.170)은 자살 사망보다 복합비애 수준이 더 낮았다. 앞서 사별적 특성 변인을 통제하여 공분산 분석한 결과인 <표 4>에서도 자살 사망 집단의 복합비애 추정값(M=44.04)은 갑작스러운 사망 집단(M=38.85), 예상한 사망 집단(M=39.10)보다 높은 것으로 확인되었다. 이는 자살 사망이 갑작스러운 사망(질환, 부상 등), 사고・살인과 같은 외상적 사망, 자연적 원인으로 인한 사망과 비교할 때, 사별자에게 가장 큰 영향을 미친다는 선행연구들과 동일한 결과이다(Tal et al., 2017, p.272; Kõlves & De Leo, 2018, p.4; Kõlves et al., 2019, p.100). 사별 대상 및 고인의 사망시점 등 사별 요인과 인구통계학적 요인을 통제했을 때도 자살 사망이 다른 유형의 사망보다 복합비애 수준이 높게 나타난 결과는 자살생존자가 사별 후 발생할 수 있는 복합비애에 가장 취약한 상태의 사별자임을 의미한다.

자살에 노출되는 경험은 가족, 친구뿐만 아니라 동료, 지인, 이웃, 유명인 등 다양한 관계 속에서 과거보다 만연하게 발생하고 있는데(Cerel et al., 2019, p.532), 본 연구에서도 전체 참여자(2,000명) 중 약 27.6%(551명)가 자살에 대한 노출 경험을 보고했다. 잠재적으로 발생할 수 있는 복합비애에 대한 정확한 이해와 예방적 접근이 필요하나 우리나라는 높은 자살률에도 불구하고 그동안 자살생존자에 대한 인식과 제도적 지원이 부족하였다. 정부는 코로나19가 장기화됨에 따라 2021년 1월 ‘온국민 마음건강 종합대책(제2차 정신건강복지기본계획)’을 수립하며 자살을 주요 핵심과제로 제시하고, ‘자살 유족 원스톱서비스’를 향후 5년간 전국으로 확대・시행하겠다고 밝혔다(보건복지부, 2021. 1. 14, p.63). 이는 자살 사건 발생 24시간 이내에 유족 발굴부터 사후관리까지 애도 단계별 도움을 제공하는 서비스로 2019년에 시작되어 총 3개 시・도, 13개 시・군・구에서만 시범사업으로 운영되어왔다. 복합비애와 같은 병리적 애도의 면밀한 평가를 기반으로 서비스 공적 확대를 통해 자살 유족을 위한 위기 개입 및 다각적인 지원의 중요성이 더 높아질 필요가 있으며, 지역사회 차원에서도 광역・기초 정신건강복지센터 및 자살예방센터, 지역복지시설 간 유기적 협조가 요구된다. 자살에 노출된 개인은 자살 고위험군이기에 빠른 사후서비스는 추후 우울, 자살위험 행동 등 사별자의 더 큰 위기를 막는 사전 개입이 될 수 있다(Jordan, 2017, p.618).

둘째, 사별자의 복합비애 수준을 높이는 사별 관련 특성을 확인하였다. 인구통계학적 요인을 통제하였을 때, 고인의 사망 시점이 짧을수록, 생전 고인과의 교류 수준이 많을수록, 고인에 대한 주관적 친밀감이 높을수록 복합비애 위험이 높아졌다. 사별 시점은 복합비애에 조기 개입할 수 있는 중요한 사별 정보이다. 본 연구에서는 사별 경과 기간이 짧을수록 더 강한 비애 증상을 경험한다는 선행연구와 같은 결과로 나타났다(김시형, 신지영, 이동훈, 2019, p.384). 반면, 복합비애 발생 시기 및 수준은 개인마다 다르기에 사별 시점은 복합비애와 관련 없다는 연구 결과도 있다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.10). 그럼에도 불구하고 사별 연구자들은 사별 시점이 짧을수록 심리정서적으로 가장 취약한 상태이기에 빠른 진단 및 개입의 중요성을 강조하고 있다(Stroebe, Schut & Stroebe, 2007, p.1962; Maple & Sanford, 2020, p.332). 또한, 생전 고인과의 교류와 주관적 친밀감은 선행연구와 같이 복합비애와 깊은 관련이 있는 것으로 나타났다(Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.9; Smigelsky, Bottomley, Relyea, & Neimeyer, 2020, p.408; Johnsen & Afgun, 2021, p.251). 고인과의 특정 관계와 상관없이 교류가 활발했거나 친밀감이 높았던 경우, 사별에 더 큰 영향을 받을 수 있다(Maple & Sanford, 2020, p.331).

복합비애는 임상적으로 사별 후, 6개월이 지나도 슬픔이 길어지는 병리적 증상으로 비애를 극복하는 과정에서의 정신건강 서비스 이용은 복합비애의 강력한 보호 요인이 된다(Mason, Tofthagen, Buck, 2020, p.168). 가까운 사회적 관계일수록 고인 사망에 많은 영향을 받게 되어 충분한 애도와 회복이 필요하나 아직 국내에서는 사별을 개인 혹은 가족 내 영역으로 여기는 경향이 있다. 사별 유형을 막론하고 국내 사별자를 대상으로 한 연구에서 비애 고위험 집단과 저위험 집단 모두에게서 외상성 고통이 보고되었는데 한국 성인은 고인에 대한 그리움뿐만 아니라 분노와 죄책감을 함께 경험하는 것으로 확인되었다(김시형, 신지영, 이동훈, 2019, p.382). 특히 자살과 같은 폭력적 상실을 겪을 경우, 사별은 더욱 주변에 밝히기 어려운 사실이 된다. 이렇듯 다양한 사별 원인에 직간접적으로 노출되어있는 사회구성원에 대한 지원이 필요하지만, 아직 국내에서 사별자를 위한 제도적 지원체계가 충분히 갖춰지지 않았다. 보건복지부(2019)는 1차 호스피스・연명의료 종합계획에서 생애말기 필요한 서비스로 사별가족 돌봄 등을 포함한 보건복지서비스에 대한 국가적 전략 마련의 필요성을 제시했으나, 현재 구체적 전략은 미진하고 개별 의료기관에서 자체 프로그램을 시행 중인 실정이다. 사별 관련 서비스가 죽음과 밀접한 의료기관에서 고인이 사망한 이후 연속적으로 제공되는 과정임을 고려한다면 지역사회와의 연계를 통해 복합비애 수준에 따라 사별 지원 대상자를 구분하여 단계별 서비스 지원이 가능할 것이다. 주요 지자체 연구기관에서도 죽음과 관련한 서비스의 필요성을 인식하고 사별자를 위한 서비스 확충을 제언한 바 있다(한국보건사회연구원, 2019, p.135; 서울연구원, 2019, p34; 세종특별자치시 사회서비스원, 2020, p182). 기존에 정신건강 서비스를 제공 중인 국가트라우마센터, 정신건강복지센터, 청소년상담복지센터 등을 활용하여 사회적 차원에서 심리회복 및 애도 상담 프로그램 제공이 더욱 활성화될 필요가 있다. 애도 과정 및 사후대응에 대한 교육과 함께 사별 직후뿐만 아니라 경과 기간에 따른 추가 진단 및 개입도 이뤄진다면 복합비애 발생을 효과적으로 예방할 수 있을 것이다.

셋째, 사별 대상은 복합비애에 큰 영향을 미치는 요인이 아닌 것으로 확인되었다. 인구통계학적 요인과 사별 특성 요인, 사망 원인을 통제한 상태에서 가족・친척과 사별한 경우는 친구・동료・지인과 사별했을 때보다 p<.10 수준에서 유의미했으나 통계적 영향력은 크지 않았다. 사별 대상에 따른 복합비애 차이를 분석한 <표 3>에서도 사망 원인과 무관하게 비혈연집단의 복합비애 점수가 원척도 진단 기준인 25점보다 높게 나타났으며 친구・동료 집단은 친척 집단보다 복합비애 수준이 높았다. 일반적으로 선행연구에서는 배우자, 부모, 형제 등 혈연집단이 비혈연집단보다 복합비애 수준이 더 높다고 보고했지만(김시형, 신지영, 이동훈, 2019, p.384; Glickman, 2021, p.5), 본 연구에서는 사별대상이 복합비애에 주요 영향 요인으로 나타나지 않았다. 이는 사별자와의 특정 관계와 상관없이 복합비애가 발생할 수 있음을 의미한다. 유가족뿐만 아니라 다양한 관계 유형 내에서 사별한 사람들에 대한 임상적 이해와 관심이 높아질 필요가 있다. 기존 사별 관련 연구들은 가족관계를 중심으로 진행되어왔으나(김경희, 유지영, 2019, p.25; 이은진, 2020, p.35; Mason, Tofthagen & Buck, 2020, p.153), 최근 비혈연 관계 및 사회적 관계에서 받는 영향이 더욱 강조되고 있다(Maple & Sanford, 2020, p.334). 자살생존자는 고인의 친인척뿐만 아니라 심리적으로 가까운 사람, 자살에 영향을 받는 사람을 모두 포괄하나 아직 자살생존자에 대한 사회 인식이 낮으며 제도적으로 폭넓게 지원되고 있지 못하다. 연간 자살자 수에 비하여 전국 정신건강복지센터에 등록관리 중인 자살생존자 수는 매우 적고, 비혈연 자살생존자에 대한 사후개입 및 위기대응 관리체계도 미흡한 상황이다(보건복지부, 2021. 1. 14.). 현재 자살유족 심리지원(치료비지원) 사업의 경우, 자살 유족을 고인의 배우자 및 2촌 이내 직계 혈족으로 한정하고 있으며 사별 기간도 1년 이내로 명시하고 있다(한국생명존중희망재단, 2021). 자살 사건 현장에 출동하는 경찰관, 소방관, 상담심리 전문가 등 자살생존자의 지원 범위에 대한 폭넓은 논의가 요구된다. 또한, 학교・기업・기관 등 사회 곳곳의 집단 내 자살 사망에 빠르게 대응하고자 사후개입 및 위기관리에 대한 인식과 교육이 더욱 확대될 필요가 있다.

넷째, 연령이 높을수록 복합비애 위험이 높아지는 것으로 나타났다. 연령은 인구통계학적 요인 중 유일하게 복합비애에 영향을 미치는 요인으로 확인되었다. 이는 높은 연령일수록 복합비애 발생 위험이 높아진다고 보고한 선행연구의 결과를 뒷받침한다(Kersting, Brähler, Glaesmer & Wagner, 2011, p.341). Heeke, Kampisiou, Niemeyer, Knaevelsrud(2017)의 연구에서는 사별적 특성을 통제할 때, 연령과 복합비애의 관련성이 높아진다고 보고했었다. 나이 듦에 따라 고연령층은 젊은 연령층보다 더 넓은 사회적 관계를 맺게 되며, 삶에서 더 많은 사별 경험을 갖게 된다. Hansson, Hayslip, Stroebe(2007)는 노인이 슬픔에 더 잘 대처할 수 있다는 이전의 시각과 달리 노화와 사별이 상호작용하여 복합비애를 높인다고 주장했다. 특히 주변인의 자살 및 갑작스런 사고 등 준비되지 않은 위기 상황은 사별 스트레스를 높여 고연령자의 심리정서적 건강과 신체적 건강에 부정적 영향을 미친다고 보고했다. 한국 사회가 OECD 국가 중 높은 노인 자살률을 보이는 것을 고려하면, 고연령층의 가족관계뿐만 아니라 친구, 이웃, 지인 등 친밀한 관계 내에서 발생하는 자살 노출 문제에 더 주목할 필요가 있음을 시사한다. 정명희, 허성희의 연구(2017)에서 주변인의 자살은 노인의 자살위험 수준을 높이는데 낮은 지지 체계는 위험 요인으로 작용했다. 사별을 겪은 노인에게 나타날 수 있는 부정적 영향을 예방하기 위해 슬픔에 대한 개입 과정에서 사회적 지지 강화가 함께 이뤄질 필요가 있다. 고인과의 관계, 평소 교류 수준 등 사별적 특성과 사망 원인을 고려하여 지역 내 자조모임, 동료지원 활동, 집단 상담 등이 활성화된다면 복합비애 증상을 완화하고 노인의 심리・사회적 안녕을 높일 수 있을 것이다.

본 연구는 복합비애에 대한 이해를 높이고자 성별, 연령, 지역에 근거한 전국적 규모의 표본을 활용하여 복합비애 영향 요인을 분석하였다. 조사 도구의 한계로 본 연구에서 진행하지 못한 제한점이 있기에 후속 연구 및 복합비애에 대한 활발한 논의를 위해 다음과 같이 제언한다. 첫째, 국내에 맞는 정확한 복합비애 진단 기준이 제시될 필요가 있다. 선행연구에서는 각 사회문화적 특성에 따라 다른 임계치(cut-off value)를 제시하였는데(Carmassi et al., 2014, p.1326; Li & Prigerson, 2016, p.12), 아직 국내에서는 임상적 기준이 없어 본 연구는 복합비애에 대한 진단적 접근을 하지 않고, 원척도 기준을 따라 복합비애를 추정하였다. 복합비애 임상적 진단 체계가 마련된다면, 시간이 지남에 따라 슬픔 증상이 경감되는 정상적 비애와의 정확한 식별이 가능하고(장현아, 2009, p.312), 사별자에 대한 치료적 개입 및 연구에 효과적으로 활용될 수 있을 것이다. 둘째, 사망 원인을 다양하게 구분하여 복합비애 발생 차이를 확인할 필요가 있다. 본 연구에서는 참여자가 자살, 질병, 노환, 사고 등 고인의 여러 사망 원인을 보고했으나 분석 과정에서 세부적으로 집단 비교하지 않고, 선행연구에 근거하여 자살, 갑작스러운 사망, 예상한 사망으로 구분하여 측정하였다. 이는 복합비애의 주요 위험 요인인 자살을 기준으로 다른 유형의 사망을 비교하기에 각 원인이 충분한 표본 수를 갖추지 못하였고, 사망 원인으로서 개별적 대표성이 부족하다는 제한점이 있었다. 추후 연구에서 개인적 사별과 집단적 사별 등 여러 사망 원인 특성을 구분하여 진행한다면, 세계적으로 급증하고 있는 사고, 재난, 자연재해, 코로나19의 확산 등으로 인한 예기치 않은 사별이 복합비애에 미치는 영향을 다차원적으로 확인할 수 있을 것이다. 셋째, 복합비애 영향 요인 중 보호 요인에 대한 탐구가 필요하다. 본 연구에서는 복합비애 수준을 높이는 위험 요인을 확인할 수 있었으나 보호 요인을 포함하지 못하였다. 최근 해외에서 진행된 복합비애 보호 요인 연구들은 사별 과정에서의 대처와 심리적 회복을 강조하고 있다. 사별자의 자신에 대한 용서, 외상 후의 성장, 고인 죽음에 대한 반추 등이 정서적 고통을 완화시키는 것으로 보고되었다(이은진, 2020, p.77; Heeke, Kampisiou, Niemeyer & Knaevelsrud, 2017, p.11; Levi-Belz & Gilo, 2020, p.6). 추후 연구에서 복합비애 위험 요인과 보호 요인이 함께 다뤄진다면, 복합비애 예방과 사별자에 대한 실질적 개입에 유용할 것이다.

이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 그동안 해외에 비해 연구가 많이 이뤄지지 않은 복합비애를 다루고, 전국 단위의 자료를 활용하여 실증적으로 분석하였다는 것에 의의가 있다. 성별, 연령, 지역에 따라 층화비례할당표집된 인구사회학적 기반 조사로 진행되어 기존의 자살 및 사별 관련 선행연구에서 한계점으로 제시된 표집 문제를 보완하였다. 또한, 인구통계학적 특성, 사별적 특성, 사망 원인 특성별로 구분하여 통제한 후, 사별 경험자의 복합비애 영향 요인을 체계적으로 분석하였다는 점에 의의가 있다. 그동안 사별은 개인의 문제 또는 가족 내 사적 영역으로 여겨져 국내에서 활발히 논의되지 못하였다(윤성근 외, 2020). 사회적 차원에서 사별 이후의 비애, 특히 복합비애와 회복 과정에 대한 제도적・실천적 관심이 필요하며, 복합비애의 영향 요인으로 나타난 자살 노출에 대한 이해도 더욱 높아질 필요가 있다. 복합비애 관련 연구의 활성화를 통해 사별 후, 어려움을 겪는 사람들을 위한 개입 및 정책적 지원 방안이 체계적으로 제공될 수 있기를 기대한다.

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Acknowledgement

본 연구는 2015년도 대한민국 교육부와 한국연구재단의 중견연구자 지원사업으로 수행된 연구(NRF-2015S1A5A2A01014714)이며, 연세대학교 사회복지대학원 BK21플러스 공정한 포용사회 구현을 위한 혁신과 협력 역량을 갖춘 통합형 인재양성 사업단의 지원을 받아 작성되었음.