Joiner라는 학자는

자살을 설명하는 3가지 변인이 있다고 했습니다.

 

2가지는 인지적인 요인이고 나머지는

자살을 실제적으로 시도할 수 있는 역량과 관련되어 있습니다.

 

첫번째로는

인식된 짐스러움 입니다.

(Perceived Burndensomeness)

나의 존재가 타인에게 짐이 된다고 느끼는 것입니다.

그리고 내가 없다면 나의 주변 사람들이 부담을 덜 것이라고 생각하는 것이지요.

자살을 실제로 시행하여 사망한 사람들의 유서에서는

생존자보다 더 짐스러움에 대한 언급이 많았다고 합니다.

 

 

두번째로는

좌절된 소속감 입니다.

(Low Belonging/Social Alienation/failed belongness)

가족이나 또래 집단에서 이질감을 느끼는 것입니다.

어느 곳에서도 환영받지 못하고, 소속되어 있지 않으며

내가 중요한 구성원이 아니라는 생각입니다.

좌절된 소속감은 자살을 생각하는 것과 관련이 있다고 알려져 있습니다.

 

 
마지막으로는
습득된 자살 역량입니다.
(Acquired Ability to Enact Lethal self-injury)
사람은 누구나 본능적으로 자기를 보존하고자 하는 자기-보존 동기가 있습니다.
자살은 그 본능적인 동기를 거스르는 행동입니다.
즉, 자살이 그렇게 쉬운 행동이 아니라는 것이지요.
 
그래서 동기만 있다고 바로 죽음에 이를 수는 없다고 연구자는 주장합니다.
동기가 있으면서 동시에 자살할 수 있는 능력이 습득되어야 한다는 것입니다.
 

 

사람이 반복적으로 고통스럽고 공포스러운 경험을 하게 되면
고통에 대해 둔감해지고, 죽음에 대한 공포감에 내성이 생기게 된다는 것입니다.
 
자꾸만 자해를 하거나,
자살 시도를 하거나
신체적으로 학대를 당하는 경험들은
직접적으로 영향을 주지만
 
 
간접적으로도 이런 능력이 생긴다고 하는데요
예를들어
신체적으로 격한 운동을 한다거나
괴롭힘을 당하거나
자기 주입식 약물을 사용하는 경험들이
누적되어도 자살에 대한 능력이 생기게 된다고 주장됩니다.
 
 
심지어는 타인의 고통을 자꾸 관찰하고 노출되어도
이런 능력이 생기게 되는데요
이런 경로는 의사들이 자살을 하게 되는 것이 예가 된다고 해요.
 

 

 

 

출처: Joiner, T. E., Van Orden, K. A., Witte, T. K, Selby, E. A., Ribiero, J. D., Lewis, R., & Rudd, M. D. (2009). Main predictions of the interpersonal-psychological theory of suicidal behavior: Empirical tests in two samples of young adults. Journal of Abnormal Psychology, 118, 634–646

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The statistical analyses were carried out in two steps. In the first step, we
evaluated measurement invariance between groups. In cross-cultural
research, measurement invariance is a critical issue and a precondition to
make valid comparisons between groups. In the literature, four levels of
measurement invariance are discussed: (1) configural or factorform
invariance, (2) metric or factor loading invariance, (3) intercept or scalar
invariance, and (4) invariance of residual variance (Chen, 2008). Because
we also assumed that latent means might differ between groups of students,

we evaluated measurement invariance within a multiple group
comparison of latent means structures. Latent means structure models
include information to both the covariance matrix and the sample means.
To be able to test for the equivalence of latent means, both factor loadings and

 intercepts have to be constrained between groups (Byrne,
2001). Thus, measurement invariance is a precondition to estimate latent
means and covariances structure models (MACS models). Because of
model identification, it is not possible to estimate a fully unconstrained
model within a MACS model. Therefore, to evaluate results the goodness
of fit between the hypothesized model and the multiple group data
including the latent means estimates are considered. In the second step,
we computed latent means and covariance structures (MACS) models to
test the relationship between the two functions of aggression and aggressive behavior.

In line with Little et al. (2003) we used parcelled indicators in these analyses.

Parcelling involves randomly averaging two of six items per construct, yielding an ideal just identifiable measurement structure of three indicators for each construct.

Parcels are preferred for the analyses because, compared with items, parcels have superior psychometric quality that reduce both Type I and Type II sources of error

but do not bias or otherwise inflate construct relations (for details see Little
et al., 2003). Again, MACS models were computed to take into account
that latent means might differ between groups.

 All data analyses were carried out using AMOS 7.0.


To evaluate the model fit three criteria were used: the chi-square test,
the Comparative Fit Index (CFI; Bentler, 1990), and the root mean
squared error of approximation (RMSEA; Steiger, 1990). Non-significant
chi-square values indicate good model fit. However, because chi-square
is known to be sensitive to sample size, CFI and RMSEA indices of fit
were also important to examine. CFI ranges from 0 to 1.00 with values
above 0.95 indicating good, values above 0.90 indicating adequate fit.
RMSEA ranges from 0 to ¥, with values below 0.05 indicating good,
values below 0.08 indicating adequate fit. For model comparisons the
change in chi-square was tested for significance. Significant differences
in chi-square values indicate differences between models compared
(McDonald & Ho, 2002).

 

 

 

Strohmeier, D., Fandrem, H., Stefanek, E., &Spiel, C. (2012). The goal to be accepted by friends as underlying function of overt aggressive behaviour in immigrant adolescents. Scandinavian Journal of Psychology, 53(1), 80-88.

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하얀 거짓말은

 

다른 말로 친사회적 거짓말로 불립니다.

 

 

상대방을 속이려는

 

나쁜 의도가 아니라

 

 

상대의 기분을 상하지 않도록 하고

 

도움이 되고자 하는 친사회적인 목적의 거짓말이기 때문이죠.

 

 

그럼 아이들은 언제부터 이런 하얀 거짓말을 하기 시작할까요?

 

 

연구에 따라 다양한 결론들이 있기 때문에

 

딱 잘라서 몇 세 이상입니다라고 말할 수는 없겠지만

 

아주 어린 나이부터도 아동들은 하얀 거짓말을 이해하고 있다는 신호를 보입니다.

 

 

Talwar & Lee(2002)의 연구에 따르면, 3-7세 사이의 아이들도

 

듣는 사람의 기분을 고려하여서 솔직하게 말하는 것이 항상 좋은 것이 아님을 알고있었다고 합니다.

 

또, 같은 연구자들의 2006년 연구에서 보면

 

자신이 원하지 않는 선물을 받았을 때

 

어린 아이들도 선물이 마음에 든다고 거짓말을 하고

 

나이가 들수록 이런 하얀 거짓말이 명백해진다고 합니다.

 

 
아이들이 뭘 알겠어?
 
라고 생각할 수 있겠지만
 
사실은 아주 어린 아이들부터도
 
상대방의 기분을 고려해서 정직이 항상 좋은 것은 아니라는 것을
 

 

눈치챌 수 있다고 하네요.
 
 
 
오히려 나이가 많이 들어서도
 
나의 솔직이 상대방에게 어떤 영향을 줄 것인지를 모르고
 
진실만을 말하는 아이들이 있는데
 
이런 경우에는 부모나 선생님이 살짝 알려주는 것이
 
아이의 사회 적응에 좋겠지요?
 
 

 

 

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