지난호
ISSN : 1226-072X
서울시 청년과 신중년의 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향: 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰의 병렬매개효과
The Effects of Discrimination Experiences on Mental Health among Youth and Middle-Aged Adults in Seoul: Parallel Mediating Effects of Perceived Social Conflict and Trust in the Social Safety Net
Park, Kyoungjae1; Chung, Sulki1*
보건사회연구, Vol.46, No.1, pp.216-240, March 2026
https://doi.org/10.15709/hswr.2026.46.1.216
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 한국 사회의 차별과 갈등이 서울 시민의 정신건강에 미치는 영향을 규명하기 위해 수행하였다. 특히 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰의 매개효과에 주목하여, 서울 거주 청년과 신중년 세대 간의 비교를 통해 생애주기별로 나타나는 구조적 관계의 차이를 실증적으로 분석하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 차별 경험은 두 세대 모두의 정신건강에 직접적인 영향을 미치며 사회갈등 인식을 매개해 정신건강을 악화시키는 것으로 확인되었다. 그러나 사회안전망 신뢰의 경우 신중년층에게는 정신건강 문제를 완화하는 보호 요인으로 작용했으나 청년층에서는 그 효과가 유의하지 않았다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 차별과 갈등 해소를 위한 법률 제정과 양극화 완화 정책을 추진하여 시민들의 갈등 인식을 낮추도록 해야 한다. 신중년에게는 제도의 투명성을 높여 공적 신뢰를 회복하는 정책이 중요하며, 청년층에게는 체감할 수 있는 새로운 방식의 사회안전망 설계가 필요하다.
Abstract
This study examined the mediating effects of perceived social conflict and trust in the social safety net on the relationship between perceived discrimination and mental health. It also investigated whether these structural relationships differ between younger and middle-aged adults. Using data from the 2022 Seoul Mental Health Survey, a total of 1,570 participants (816 young adults aged 19-39 and 754 middle-aged adults aged 50-69) were analyzed. A multi-group structural equation modeling (SEM) approach was applied, with perceived discrimination as the independent variable, perceived social conflict and trust in the social safety net as mediators, and mental health (a latent variable composed of depression, anxiety, and stress) as the dependent variable.
The results showed that perceived discrimination had a significant negative effect on mental health in both age groups. The indirect pathway of “perceived discrimination → perceived social conflict → mental health” was significant across both groups, while the indirect pathway of “perceived discrimination → trust in the social safety net → mental health” differed between the two groups.
Among middle-aged adults, trust in the social safety net was a protective factor mitigating mental health deterioration, whereas this mediation was not significant among younger adults.
These findings imply that reducing discrimination and alleviating social conflict are essential for improving mental health across generations.
Furthermore, while restoring trust in existing safety-net systems is crucial for the middle-aged population, developing new, tangible forms of social safety-net policies that address the specific anxieties of younger adults is necessary.
초록
본 연구는 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향에서 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰의 매개효과를 검증하고, 이 관계에서 청년과 신중년 세대 간에 차이가 있는지 규명하고자 하였다. 2022년 수행된 ‘서울시민의 정신건강 실태조사’의 데이터를 활용하여 1,570명을 대상으로 다집단 구조방정식 모형을 검증하였다. 분석 결과, 차별 경험은 두 집단 모두의 정신건강에 부정적 영향을 미쳤으며, ‘차별 경험 → 사회갈등 인식 → 정신건강’의 매개 경로는 세대 공통으로 유의하였다. 반면, ‘차별 경험 → 사회안전망 신뢰 → 정신건강’의 매개효과는 신중년층에서는 정신건강 문제 완화의 보호요인으로 작용했으나, 청년층에서는 유의하지 않았다. 이러한 결과는 차별 감소와 사회갈등 완화가 세대 공통의 과제임을 시사한다. 또한 신중년층에는 사회안전망 신뢰 회복이 중요한 반면, 청년층에는 체감할 수 있는 새로운 방식의 사회안전망 정책이 필요함을 제언한다.
Ⅰ. 서론
2020년에 진행된 국가인권위원회(2020)의 조사에 따르면 한국 성인 중 ‘지난 1년 동안 차별받은 경험이 있다’고 응답한 비율은 27.2%로 응답자 10명 중 약 3명이 차별을 직접 경험한 것으로 나타났다. 또한 동일 조사에서 ‘누구도 차별로부터 자유롭지 못하며 나 그리고 내 가족도 언젠가 차별을 하거나 당할 수 있다’는 생각에 응답자 10명 중 9명(90.8%)이 동의해 한국 사회에 차별이 만연하다는 인식이 확산되어 있음이 확인되었다. 2007년 법무부는 ‘헌법상 평등의 원칙을 실현하는 최초의 기본법’이라며 한국 최초의 ‘차별금지법 제정안’을 입법 예고하였다. 그로부터 약 20년이 지났으나 차별금지법은 아직도 표류 상태에 있으며 국회에서 입법과 철회를 반복하고 있다. 차별을 금지하기 위한 법적·제도적 수단이 부재한 상황에서 한국 사회에서의 차별은 그 대상과 양상이 다양해지고 있으며 강도도 심화되고 있다(Lee et al., 2024).
차별은 WHO(2025)가 정의한 건강형평성의 핵심 사회적 결정요인으로, 교육·소득·주거·고용 등과 상호작용하며 건강불평등을 심화시키는 근본 원인이다. 이는 신체 및 정신건강 모두에 심각한 부정적 영향을 미침이 국내외 연구에서 반복 입증되었다(Lam et al., 2025). 신체적으로는 스트레스 반응계에 만성적 부담을 주어 고혈압·당뇨·심혈관 질환 등 만성질환 위험을 높이며(Williams et al., 2019), 정신건강 측면에서도 우울·불안·외상후스트레스장애 등 다양한 문제의 주요 위험요인이 된다(Pascoe & Richman, 2009). 국내에서도 정신건강 이슈의 중요성에 따라 관련 연구가 활발히 진행되었으나(손인서, 김승섭, 2015), 사회적 소수자를 대상으로 한 기존 논의들(김은하, 김보라, 2018; 구신실, 2018; 전상남, 신학진, 2011; 최영미, 송영호, 2018)은 대다수 심리적 요인의 영향에만 초점을 두었다는 한계가 존재한다.
차별은 개인 특성을 넘어 사회구조적 문제에 기인하므로(WHO, 2025), 건강 연구 시 사회구조적 요인을 고려하는 것이 중요하다(Yi et al., 2017). 특히 신자유주의로 사회 양극화가 심화되는 한국 사회 맥락에서(Chu & Kong, 2024), 구조적 차별은 더욱 강화될 가능성이 크기에(Maenetja et al., 2024) 이를 통합적으로 고찰해야 한다. 사회 양극화는 구성원 간 신뢰와 협력을 약화시켜 사회통합을 저해하는 핵심 요인이며(Maleszka & Sinh, 2021; Vasconcelos et al., 2021), 통합이 약화된 사회에서는 신뢰 붕괴와 갈등 및 위협에 대한 인식 증폭되어 차별이 구조적으로 증가한다(Kende et al., 2022; Reimer et al., 2021). 동시에 차별 경험은 제도와 공동체에 대한 신뢰 및 정당성 인식을 손상시키고, 소속감과 공정성 기대를 약화시켜 사회통합 인식을 저해한다(Ansems et al., 2021).
사회통합은 단일 지표로 측정하기 어렵고, 다양한 하위 차원을 통해 접근하는 것이 바람직하다(UN, 2023). 그중에서도 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰는 사회통합을 설명하는 핵심 요인으로 주목된다. 사회갈등 인식은 한국보건사회연구원(2016)에서 제안한 사회통합의 대표적 하위 요소로 양극화된 사회의 단면을 반영한다. 차별을 경험한 개인일수록 사회갈등의 정도를 높게 인식하는 경향이 있으며(Fernandez-Salinero & Topa, 2020), 이는 사회통합 저하로 이어질 수 있다. 사회안전망에 대한 신뢰는 UN(2023)의 보고서에서 제시한 또 다른 주요 요인으로, 사회안전망이 잘 작동하지 않는 사회일수록 사회통합 수준은 낮아진다. 차별 경험은 개인이 가지는 이러한 신뢰를 약화시킬 수 있는데, 차별을 경험하면 사회 제도가 자신을 공정하게 보호하지 않는다고 인식하게 되어 사회안전망 제도 전반에 대한 신뢰 하락으로 이어진다(Fretheim et al., 2024). 해외 실증 연구에서는 의료 현장에서의 차별 경험이 의료 시스템 신뢰에 부적인 영향을 주며(Wemrell et al., 2025), 사회안전망 프로그램 참여 과정에서의 차별 경험은 정부와 제도 신뢰를 악화시킨다는 결과가 보고된다(Pulvera et al., 2023). 국내에서는 자신의 능력에 대해 사회가 불공정한 대우를 해준다고 인식할수록 갈등 수준이 높게 지각되거나(최유석, 정은희, 2024), 성차별경험이 많은 여성일수록 젠더갈등을 심각하게 인식하는 경향이 나타났다(김정인, 2024; 류연규, 김영미, 2019). 그러나 차별 경험과 사회안전망 신뢰 간 관계를 실증 검증한 연구는 아직 보고되지 않았으므로, 차별과 사회통합이 주요 의제로 부상한 한국 사회에서(국회미래연구원, 2023; 한국보건사회연구원, 2023a) 두 개념 간 관계를 통합하는 연구의 필요성이 제기된다.
사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰라는 두 요인은 개인의 정신건강에 영향을 미칠 수 있다. 사회갈등과 분열에 대한 인식이 높을수록 개인의 사회적 연결은 약화되고 소외감, 고립, 외로움이 심화되어 우울과 스트레스 등 정신건강 문제의 위험을 증가시킨다(Cooper et al., 2025; Duarte & Jimenez-Molina, 2024). 국내 연구에서도 청년의 사회갈등 인식이 우울을 증가시키는 것으로 나타났으나(박채림, 2025), 정신건강 요인을 직접적으로 분석한 연구는 여전히 제한적이다. 반면 사회안전망 신뢰는 제도·공공기관·보건의료 서비스에 대한 신뢰와 연결되어 있으며(Brolin Laftman et al., 2024), 우울·불안 등 정신건강에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다(Gaebel et al., 2014). 국내에서 사회심리적 불안 해소를 위한 사회안전망 확충과 사회정책 신뢰 제고에 대한 정책적 제안이 이루어지고 있으나(구혜란, 2024; 한국보건사회연구원, 2019a, 2023b), 두 요인 간의 실증적 관계는 아직까지 검증되지 않았다.
차별 경험과 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 그리고 정신건강 간의 관계를 규명함에 있어 생애주기에 따른 발달 과업과 제도적 환경의 차이를 반영한 세대별 접근은 필수적이다(김성아, 정해식, 2019; Gee et al., 2012). 청년기는 생애 초기 과업을 수행하는 과정에서 다각적인 차별을 경험할 가능성이 농후하며, 이는 공공기관 및 정부에 대한 낮은 신뢰도로 이어진다(Lee et al., 2019; 보험연구원, 2020). 반면, 신중년기는 능동적인 삶을 지향하는 동시에 신체적 쇠퇴를 경험하며, 은퇴와 자녀 독립이라는 급격한 생애 전환기적 과업에 직면한다는 점에서 차별화된 특성을 지닌다(진화영, 2020; 한국고용정보원, 2018). 특히 이 시기는 노부모 부양과 미자립 자녀 지원이라는 이중적 부담으로 심리적 압박과 불안이 고조되는 시기이기도 하다(김유경, 2019). 이러한 특성에 따른 사회적 역할 재정립 요구는 적응 과정에서 스트레스나 우울과 같은 심리적 취약성을 야기할 가능성이 높다(한국보건사회연구원, 2019b). 현재 신중년의 차별 경험이 사회인식에 미치는 실증 연구는 미비하나 이들이 겪는 연령 및 성차별 경험은 지속적으로 보고되고 있으며(차혜진, 김명찬, 2021; 한태영, 정의영, 2017), 중장년층의 사회통합 인식 수준이 청년보다 높게 나타난 선행연구 결과는 세대 간 인식 차이를 시사한다(강시온 외, 2023). 이상의 논의를 종합할 때, 차별 경험과 정신건강을 매개하는 구조적 관계는 생애주기에 따라 상이한 양상으로 전개될 것으로 예측된다.
이에 본 연구는 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향에서 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰의 구조적 매개효과를 실증적으로 검증하고자 한다. 박채림(2025)이 청년 집단의 갈등 인식과 정신건강 관계를 다루었으나, 차별 경험을 주제로 한 구조적 연구는 국내외에서 아직 진행된 바 없다. 따라서 본 연구는 생애주기를 고려한 청년과 신중년 세대의 다집단 구조방정식 모형 분석을 통해, 차별 경험이 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰와 정신건강에 이르는 구조적 경로가 세대별로 어떻게 다른지를 규명하고자 한다. 더불어 기존 연구가 주로 소수자를 중심으로 차별 경험과 정신건강의 관계를 분석한 것에 비해(김은하, 김보라, 2018; 구신실, 2018; 전상남, 신학진, 2011; 최영미, 송영호, 2018), 본 연구는 비소수자 집단을 대상으로 차별 경험의 실태와 그 영향을 실증 분석함으로써 차별의 구조적 특성을 보편적인 맥락에서 탐색하고자 한다(Kim et al., 2019). 이를 통해 차별과 사회통합이 중요한 시대적 과제로 부상한 한국 사회에 정책적, 실천적 함의를 제시하고자 한다.
이상의 논의에 기반하여, 본 연구는 구체적인 연구문제를 다음과 같이 설정하였다.
첫째, 청년과 신중년 집단에서 차별 경험은 정신건강에 어떤 영향을 미치는가?
둘째, 청년과 신중년 집단에서 차별 경험은 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰에 어떤 영향을 미치는가?
셋째, 청년과 신중년 집단에서 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향은 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰를 매개로 달라지는가?
넷째, 차별 경험, 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 정신건강 간의 구조적 관계는 청년과 신중년 집단 간에 차이가 있는가?
Ⅱ. 이론적 배경
1. 차별 경험과 정신건강
차별(discrimination)이란 개인의 사회적 속성을 근거로 권리와 기회를 불공정하게 제한하거나 부당한 대우를 가하는 행위이다(Baciu et al., 2017). 세계보건기구(WHO)는 차별을 건강의 사회적 결정요인 중 하나로 규정하며, 개인의 속성에 따라 불공정한 건강 격차가 발생한다는 점을 강조한다(WHO, 2025). 즉 차별은 구조적·제도적 요인을 통해 건강 형성 과정에 개입하며, 이를 완화하지 않을 경우 특정 집단의 건강 불평등이 심화될 수 있다. 따라서 건강형평성(health equity)이란 이러한 차별적 조건을 해소하고, 사회·경제·민족·지리적으로 구분되는 집단 간에 회복 가능한 불공정한 건강 격차가 없는 상태를 지향하는 개념으로 정의된다(WHO, 2025). 이러한 관점에서 차별 경험이 건강에 미치는 영향에 대한 연구는 건강형평성 증진을 위한 핵심 과제로 주목받고 있다(손인서, 김승섭, 2015).
한국 사회에서 차별은 중요한 사회문제 중 하나로 인식되고 있으며, 국가인권위원회는 2019년부터 매년 「인권의식실태조사」를 시행하고 있다. 2020년에 시행된 「차별에 대한 국민의식조사」 결과 다수의 국민이 차별을 직접 경험했으며(약 27%), 한국 사회 전반에 차별이 광범위하게 존재한다는 인식이 확인되었다(국가인권위원회, 2020). 한국 사회에서 차별이 심화되는 배경은 신자유주의라는 경제체제와 무관하지 않다(이나영, 2014). 성차별적 문화는 신자유주의 체제에서 확대·재생산되는 사회적 불안과 밀접하게 연관되어 있으며(이나영, 허민숙, 2014), 경쟁을 수용하는 가치관은 개인에게 내면화되어 소수자 수용성에 부정적 영향을 주어 차별을 강화한다(정준서, 최율, 2020). 이러한 맥락에서 신자유주의의 영향으로 양극화 현상이 심화되고 있는 한국 사회에서는(Chu & Kong, 2024), 구조적 차별이 한층 강화될 가능성이 높다(Maenetja et al., 2024).
차별 경험 연구는 초기에 젠더 문제를 중심으로 논의되었으나, 점차 건강과 정신건강으로 그 범위가 확장되었다(손인서, 김승섭, 2015). 328건의 실증 연구를 메타분석한 Schmitt et al.(2014)은 차별 경험과 정신건강 간에 뚜렷한 부적 상관관계가 있음을 보고하였다. 종단연구에서도 동일한 결과가 나타났으며, 보다 구체적으로 차별 경험은 우울, 불안, 외상후스트레스장애, 자살사고 등 다양한 정신건강 문제의 주요 위험요인으로 작용한다(Pascoe & Richman, 2009). 국내에서도 소수 집단을 중심으로 차별 경험과 정신건강의 관계를 분석해왔다(양준용, 2023). 장애인 집단에서는 차별 경험이 많을수록 우울 수준이 높아지며(구신실, 2018), 차별 피해 경험이 많은 아동일수록 정신건강 수준이 전반적으로 낮았다(김수정, 2020). 또한 여성의 성차별경험은 우울 수준을 높였으며(김은하, 김보라, 2018), 노인의 경우 연령차별 경험이 있는 집단이 더 높은 우울 증상을 보고하였다(신연수, 김기연, 2023).
이처럼 소수자 집단을 대상으로 하는 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향은 다수 입증된 반면, 비소수자인 일반 인구집단을 대상으로 한 연구는 상대적으로 제한적이다. 한국의 일반 인구집단을 대상으로 한 양준용(2023)의 연구는 차별 경험이 우울에 미치는 영향을 분석하면서, 사회비교 스트레스와 일반신뢰의 매개효과를 확인하였다. 이는 사회적 관점에서 매개변수를 선정했다는 점에서 의의가 있으며, 일반 인구집단을 대상으로 차별의 구조적 특성을 보편적인 맥락에서 탐구했다는 점에서도 의미가 있다(Kim et al., 2019). 따라서 본 연구는 이러한 선행연구의 한계를 보완하고 비소수자 집단을 대상으로 차별 경험의 실태와 그 구조적 영향을 실증적으로 분석하고자 한다.
2. 차별 경험과 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰
차별 경험이 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰에 미치는 영향은 ‘공정세상 신념(Belief in a Just World)’으로 설명될 수 있다. Lerner(1980)는 사람들이 세상이 공정하다는 믿음을 통해 예측 가능하고 통제 가능한 환경에서 안정감을 얻는다고 보았다. 이러한 믿음은 심리적 안녕감의 기반이 되어 삶의 만족도 및 자아존중감과 관련되지만(Kim, 2024; Stroebe et al., 2015), 차별 경험은 공정세상 신념을 직접적으로 위협한다. 차별을 경험한 개인은 정당하지 않은 대우를 받았다고 인식하며 세상이 공정하다는 믿음이 흔들리게 되는데(Kim & Park, 2018), 실제 연구에서도 성차별 경험이 공정세상 신념을 약화시켜 우울을 높이는 것으로 나타났다(김지나, 김태선, 2025).
공정세상 신념 관점에서 차별 경험은 사회갈등 인식을 증가시키고 사회안전망 신뢰를 감소시킨다. 차별 경험은 사회가 공정하지 않다는 인식을 형성하며(Hafer & Rubel, 2015), 집단 간 갈등을 더 크게 지각하게 만든다(최유석, 정은희, 2024). 개인이 불공정한 상황을 합리화하기 불가능할 경우 사회 전반의 갈등 수준이 높다고 인식하게 되는 것이다(Hadarics, 2023). 또한 차별 경험은 사회 제도가 자신을 보호하지 않는다는 신호로 해석되어 사회안전망 전반의 신뢰를 저하시킨다(Stroebe et al., 2015). 세상이 공정하다고 믿을 때 확보되는 예측 가능성이 제도에 대한 신뢰로 이어지는 것과 달리(Hadarics, 2023), 불공정한 대우에 반복 노출되면 절차적 공정성 인식이 저하되어 제도 신뢰 하락으로 이어진다(Fretheim et al., 2024; Schnaudt et al., 2021).
차별 경험과 사회적 인식 간 관계의 세대 효과는 아직 직접 검증된 바 없으나, 한국 청년과 신중년의 인식 차이를 통해 추론 가능하다. 청년 세대는 성차별로 대표되는 구조적 차별에 민감하며 노동시장 이행 과정에서 외모와 체형 등의 차별을 경험한다(Lee et al., 2022; 박천수, 2011; 배호중, 김정욱, 2017). 반면 신중년은 연령차별에 취약하며 특히 중년 여성은 생애 전반에 걸친 성차별을 보고한다(차혜진, 김명찬, 2021; 한태영, 정의영, 2017). 사회갈등 인식에서 중장년은 정치적 갈등을, 청년은 젠더갈등을 더 높게 인식하는 양상을 보이며(한국보건사회연구원, 2023a; 김정인, 2024), 사회안전망 신뢰에서도 복지제도를 긍정 평가하는 중장년과 달리 청년은 수혜 대상에서의 배제 불안감을 가진다(박경미 외, 2018). 이러한 세대별 차별 경험의 맥락은 사회갈등과 사회안전망 인식의 경로가 상이할 것임을 시사한다.
3. 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰와 정신건강
사회갈등 인식과 사회안전망은 개인의 정신건강에 중요한 영향을 미칠 수 있으며, 사회적 환경에 대한 인식은 정신건강의 보호 요인 혹은 위험 요인으로 작용한다(박채림, 2025). 국외 연구에 따르면 자신이 속한 사회가 단절되었다고 인식할수록 우울증 위험이 높아지며(Baranyi et al., 2020), 사회 환경의 부정적 평가는 우울증의 주요 원인으로 보고된다(Zhang & Wu, 2021). 반면 사회가 결속되어 있다고 느낄수록 우울 증상은 감소한다(Abada et al., 2007). 분열된 사회에서 개인은 사회적 지지가 낮고 고립감을 경험함으로써 우울, 스트레스 등 정신건강 문제의 위험이 증가한다(Cooper et al., 2025; Duarte & Jimenez-Molina, 2024). 국내에서도 청년층의 사회갈등 인식이 우울을 높이는 것으로 보고되었으나(박채림, 2025), 정신건강 전반을 종합적으로 탐색한 연구는 여전히 제한적이다. 다만 생활만족(진혜경, 2016), 직무소진(김연수, 허찬영, 2022), 삶의 질(박영신 외, 2010) 등 관련 요인을 간접적으로 다룬 연구는 다수 존재한다.
사회안전망 신뢰는 공공기관이나 보건의료 서비스 등 제도적 신뢰와 밀접하게 연관되어 있으며(Brolin Laftman et al., 2024), 본 연구에서도 이를 제도적 신뢰의 하위 개념으로 간주하고자 한다. 제도적 신뢰란 개인이 제도를 유능하며 신뢰할 수 있고 책임 있는 것으로 인식하는 정도이며(Devos et al., 2002), 정부와 사회보장 등 모든 유형의 제도를 포함한다(OECD, 2017). 최근 연구에서는 제도적 신뢰가 낮을수록 우울 증상 위험이 높아지며(Ghanbari et al., 2023), 국가 사회보장제도에 대한 신뢰 구축이 노인 돌봄 불안을 완화한다는 결과가 보고되었다(Murayama et al., 2012). 재난 상황에서도 제도적 신뢰가 낮은 피해자일수록 정신건강 문제를 더 많이 경험하며(Thoresen et al., 2018), 높은 안전망 신뢰는 일상적 스트레스를 완화하고(Schmidt et al., 2023) 도움 구하기 행동을 촉진해 정신건강에 긍정적 영향을 미친다(Gaebel et al., 2014). 국내에서는 실증 연구가 부족하지만 한국 사회의 심리적 불안 해소를 위한 안전망 강화 및 신뢰 제고 필요성이 꾸준히 제기되고 있어(구혜란, 2024; 한국보건사회연구원, 2019a, 2023b), 사회구조적 요인으로서 분석 가치가 크다.
차별 경험, 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 정신건강 사이의 관계 규명에서 세대 간 차이 고려는 매우 중요하다. 이는 생애주기별 발달 과업과 사회적 역할이 존재하며(김성아, 정해식, 2019), 각 세대가 경험하는 차별의 형태도 다르기 때문이다(Gee et al., 2012). 따라서 차별 경험의 영향은 세대별로 다르게 나타날 가능성이 크며, 연령에 따른 차이를 구분하지 않을 경우 그 인과관계를 잘못 해석할 위험이 있다. 구체적으로 청년기는 입시, 취업, 주거 마련 등 여러 측면에서 차별을 경험할 확률이 높은 시기이다(Lee et al., 2019). 특히 한국 청년 세대는 기성세대에 비해 젠더 갈등을 더 심각하게 인식하며(김정인, 2024), 공적 시스템에 대한 신뢰 수준은 상대적으로 낮다(보험연구원, 2020). 이러한 특징은 불평등, 고용 불안(박지혜, 이선혜, 2022), 좁은 취업 문(김재희, 박은규, 2016)과 결합하여 청년 세대 특유의 심리적 불안을 키우는 주요 원인이 된다(유수정, 지민영, 2024).
반면, 새롭게 정의된 ‘신중년기’는 이전 세대와 차별화되는 고유한 특징을 지닌다(진화영, 2020). 이들은 능동적이고 건강한 삶을 원하면서도 신체 기능의 약화를 경험하며, 은퇴와 자녀 독립이라는 급격한 삶의 변화에 직면해 있다(한국고용정보원, 2018). 특히 노부모를 부양하며 자립하지 못한 자녀까지 지원해야 하는 이중적인 부양 부담은 이 시기의 심리적 압박과 불안을 깊게 만드는 결정적 요인이 된다(김유경, 2019). 이러한 삶의 전환기는 새로운 사회적 역할에 적응할 것을 요구하며, 그 과정에서 발생하는 스트레스와 우울은 정신적인 취약함을 초래할 가능성이 높다(한국보건사회연구원, 2019b).
현재 신중년의 차별 경험이 사회갈등 인식이나 사회안전망 신뢰에 미치는 영향을 직접 다룬 연구는 부족한 상황이다. 이에 본 연구에서는 신중년과 비슷한 연령대인 기존 중장년층 대상의 선행연구 결과를 바탕으로 그 관계를 살펴보고자 한다. 중장년층이 퇴직 전후 겪는 나이 차별(한태영, 정의영, 2017)이나 여성들이 평생에 걸쳐 겪어온 성차별(차혜진, 김명찬, 2021)에 대한 보고는 신중년기 역시 차별의 영향권 안에 있음을 보여준다. 한편, 중장년층은 청년층보다 사회가 전반적으로 잘 통합되어 있다고 느끼는 반면(강시온 외, 2023), 청년층은 복지 혜택 소외 불안감 때문에 사회안전망을 덜 신뢰하는 경향이 있다(박경미 외, 2018). 이러한 세대 간 인식 차이는 차별 경험, 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 정신건강 사이의 구조적 관계가 세대마다 서로 다른 방식에 의해 작동할 수 있음을 의미한다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 연구모형
본 연구의 목적은 차별 경험과 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 그리고 정신건강 간의 관계를 실증적으로 탐색하는 데에 있다. 또한, 네 요인 간의 구조적 관계에서 청년과 신중년의 연령 효과가 있는지를 알아보고자 한다. 이를 위한 연구모형을 [그림 1]과 같이 설정하였다.
2. 자료 수집 방법 및 연구 대상
본 연구는 서울시여성가족재단이 2022년에 수행한 ‘서울시민의 정신건강 실태조사’의 원자료를 활용하였다. 본 조사는 성인지적 관점에서 서울시민의 정신건강 현황과 정책 수요를 파악하여 실효성 있는 정책 수립의 기초자료를 마련할 목적으로 실시되었다.
표본의 대표성을 확보하기 위해 행정안전부의 「주민등록인구통계」(2022년 3월 기준)에 기초하여 성별, 연령, 권역(5개 권역)별 인구 비례에 따른 할당추출법을 적용하였으며, 이를 통해 서울시에 거주하는 만 19세 이상 시민 2,000명을 최종 표본으로 선정하였다. 조사는 2022년 4월 13일부터 4월 19일까지 총 7일간 온라인 조사 방식으로 진행되었으며, 사회에 대한 인식, 인간관계, 건강상태, 정신건강 서비스 이용 경험 등 다방면에 걸친 데이터를 수집하였다.
본 연구는 전체 원자료 중 특정 연령 집단에 초점을 맞추어, 만 19~39세를 청년 세대, 만 50~69세를 신중년 세대로 구분하여 추출하였다. 무응답이나 불성실 응답이 없는 청년 816명과 신중년 754명을 선별하였으며, 최종적으로 총 1,570명을 분석 대상으로 확정하였다.
3. 측정도구
가. 종속변수: 정신건강
본 연구의 종속변수인 정신건강은 우울, 불안, 스트레스로 구성된 잠재변수로 정의하였다. 이는 개별 증상에 국한되지 않고 개인의 전반적인 정신건강 상태를 포괄적으로 파악하기 위함이다. Lee(2019)의 연구 또한 세 가지 하위 요인을 통합하는 일반 요인 모형이 개별 변수 모형보다 통계적으로 더 높은 적합도를 보인다는 것을 보고하고 있다. 측정의 신뢰성과 타당성을 확보하기 위해 모든 하위요인은 검증된 표준화 척도를 사용하였다.
첫째, 우울은 박승진 등(2010)이 개발한 우울증 선별도구(Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)를 사용하였으며, 선행연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 .81로 보고되었다. 둘째, 불안은 Spitzer 등(2006)이 개발한 범불안 장애 척도(Generalized Anxiety Disorder Questionnaire, GAD-7)를 활용하였다. 국내 선행연구(Lee & Yi, 2025; 김선화 외, 2025)에서 보고된 GAD-7의 신뢰도는 .92였다. 셋째, 스트레스는 박준호와 서영석(2010)이 번안한 한국판 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale, PSS-10)를 활용하여 측정하였으며, 동일 연구자들의 타당화 연구에서 신뢰도는 .74~.77 수준으로 보고되었다. 본 연구에서 사용한 각 척도의 신뢰도는 우울 .911, 불안 .932, 스트레스 .833으로 모두 매우 양호한 수준임을 확인하였다.
나. 독립변수: 차별 경험
독립변수인 차별 경험은 서울시민의 정신건강 실태조사(서울시여성가족재단, 2022) 원자료의 네 가지 문항을 변환해 활용하였다. 원자료에서는 "귀하는 일상생활 속에서 차별(성별, 연령, 교육수준, 출신지역, 혼인상태, 고용형태 등)을 경험한 적이 있거나 현재 겪고 계십니까?"라는 질문을 통해 ① 직장, ② 가족, ③ 학교, ④ 전반적인 일상생활의 네 가지 영역에서의 차별 경험 유무를 물었다.
본 연구에서는 이 네 문항을 재구성하여 하나의 이분형 변수로 만들었다. 네 가지 영역 중 어느 하나라도 ‘있음’으로 응답한 경우는 차별 경험이 있는 ‘1=있음’으로, 네 영역 모두에서 ‘없음’으로 응답한 경우는 ‘0=없음’으로 코딩하여 분석에 사용하였다.
다. 매개변수: 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰
본 연구의 두 매개변수인 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰는 다음의 방식으로 측정하였다. 사회갈등인식은 한국보건사회연구원(2016)의 사회통합 실태 진단 등 선행연구에서 갈등의 주요 영역으로 다루어진 계층, 세대, 젠더 등의 항목을 기반으로, 실태조사 원자료 중 6개 문항을 선별하여 구성하였다. 구체적인 측정 문항은 “귀하는 다음에 제시된 두 집단 사이의 갈등이 얼마나 크다고 생각하십니까?”라는 질문을 통해 측정했다. ① 여성과 남성, ② 청년세대와 기성세대, ③ 정규직과 비정규직, ④ 고소득층과 저소득층, ⑤ 기혼자와 비혼자, ⑥ 자녀가 있는 가구와 없는 가구의 총 여섯 문항으로 구성되었으며, 각 문항은 5점 Likert 척도로 측정했다. 이 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .705로 나타났다.
사회안전망 신뢰는 UN(2023)과 OECD(2017) 등에서 제시한 제도적 신뢰의 하위 차원을 반영하여, 국민건강보험, 국민연금 등 주요 사회보장제도에 대한 신뢰도를 묻는 7개 문항으로 구성하였다. 이는 “귀하는 다음의 사회안전망 제도가 우리사회를 얼마나 잘 보호하고 있다고 생각하십니까?”라는 질문을 통해 측정하였으며. ① 국민건강보험, ② 산재보험, ③ 국민연금, ④ 고용보험, ⑤ 노인장기요양보험, ⑥ 기초생활보장제도, ⑦ 기초연금의 총 일곱 문항으로 구성되었다. 각 문항은 5점 Likert 척도로 측정하였으며, 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .875였다.
라. 조절변수: 세대
본 연구의 조절변수인 세대는 만 19~39세인 청년(1)과 만 50~69세인 신중년(2)으로 구분하여 이항 변수로 구성하였다. 청년을 정의하는 연령 범위는 법률이나 정책, 통계적 관점에 따라 차이가 있으나, 주거 및 복지 정책 측면에서는 그 범위를 19~39세까지 넓혀 규정하기도 한다(국가데이터처, 2025). 특히 본 연구의 대상이 서울 시민임을 고려하여, 청년의 범위를 19세 이상 39세 이하로 명시한 ‘서울시 청년 기본 조례’를 근거로 본 연구에서도 청년의 범위를 19~39세로 설정하였다. 신중년의 경우에는 국내 선행 연구에서 가장 널리 통용되는 기준인 50~69세로 정의하였다(진화영, 2020; 한국보건사회연구원, 2019b). 40~49세의 경우 본 연구가 초점을 둔 사회 진입기(청년)와 은퇴 전환기(신중년)의 과도기적 특성과 구분되는 특성을 가진 세대이며, 청년 및 신중년 관련 정책 대상에서 제외되는 연령대이기도 하다. 본 연구에서는 조절변수로서 세대 간 차이의 선명한 비교를 위해 분석대상에서 제외하였다.
4. 분석 방법
본 연구의 가설을 검증하기 위해 통계 프로그래밍 언어인 R 4.3.2 환경에서 lavaan 패키지를 활용하여 다집단 구조방정식 모형을 분석하였다. 구체적인 분석 절차는 다음과 같다.
첫째, 기초 분석 및 타당도 검증을 실시하였다. 연구대상자의 인구사회학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 주요 변수의 기술통계를 확인하였다. 측정 도구의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 수행하고, 잠재변수별로 개념신뢰도(CR)와 평균분산추출값(AVE)을 산출하여 집중타당도와 판별타당도를 확보하였다.
둘째, 세대 간 비교를 위한 다집단 측정 동일성 검증을 수행하였다. 세대별 경로 비교에 앞서 측정 도구가 두 집단에게 동일하게 인식되는지 확인하기 위해 형태 동일성, 측정 동일성, 절편 동일성의 단계를 순차적으로 검증하였다. 모형 비교 시에는 카이제곱 차이 검정뿐만 아니라 표본 크기에 민감하지 않은 CFI 변화량을 기준으로 판정하였다. 특히 절편 동일성 단계에서 제약 조건이 충족되지 않을 경우, 수정지수(MI)를 바탕으로 부분 동일성 모형을 수립하여 집단 간 잠재평균 및 경로 비교의 통계적 타당성을 확보하였다.
셋째, 세대 간 경로 차이를 검증하기 위해 구조 동일성 분석을 실시하였다. 측정 동일성이 확보된 모델을 기저모형으로 설정하고, 세대 간 주요 경로계수를 동일하게 제약한 모형과 제약하지 않은 모형 간의 카이제곱 차이 검정을 실시하여 세대별 조절효과를 검증하였다. 이후 간명성 원칙에 따라 유의미한 차이가 발견된 경로만 자유 추정하는 부분 구조 동일성 모형을 최종 모형으로 채택하였다.
넷째, 매개효과의 통계적 유의성을 검증하였다. 차별 경험이 사회통합 인식을 거쳐 정신건강에 미치는 간접효과를 확인하기 위해 부트스트래핑(Bootstrapping)을 5000회 실시하였다. 95% 신뢰구간에서 하한값과 상한값 사이에 0을 포함하지 않는 경우 매개효과가 유의한 것으로 판단하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
본 연구의 분석에 사용된 연구대상자는 총 1,570명이며, 세대별로는 청년 집단 816명(52.0%), 신중년 집단 754명(48.0%)으로 구성되었다. 구체적인 특성은 <표 1>과 같다.
표 1
연구대상자의 일반적 특성
(n=1,570)
| 구분 | 청년 (%) | 신중년 (%) | |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남성 | 400 (49.0) | 356 (47.2) |
| 여성 | 416 (51.0) | 398 (52.8) | |
| 연령 | 만 19~29세 | 416 (51.0) | 0 (0.0) |
| 만 30~39세 | 400 (49.0) | 0 (0.0) | |
| 만 50~59세 | 0 (0.0) | 417 (55.3) | |
| 만 60~69세 | 0 (0.0) | 337 (44.7) | |
| 거주지 | 도심권 | 43 (5.3) | 38 (5.0) |
| 동남권 | 167 (20.5) | 158 (21.0) | |
| 동북권 | 241 (29.5) | 244 (32.4) | |
| 서남권 | 266 (32.6) | 225 (29.8) | |
| 서북권 | 99 (12.1) | 89 (11.8) | |
| 학력 | 중학교 이하 | 7 (0.9) | 7 (0.9) |
| 고등학교 | 125 (15.3) | 133 (17.6) | |
| 전문 대학교(2~3년제) | 134 (16.4) | 71 (9.4) | |
| 대학교(4년제) | 493 (60.4) | 438 (58.1) | |
| 대학원 | 57 (7.0) | 105 (13.9) | |
| 월평균 소득 (개인) | 200만원 미만 | 136 (16.7) | 130 (17.2) |
| 200~400만원 미만 | 366 (44.9) | 192 (25.5) | |
| 400~600만원 미만 | 88 (10.8) | 137 (18.2) | |
| 600~800만원 미만 | 20 (2.5) | 48 (6.4) | |
| 800만원 이상 | 14 (1.7) | 43 (5.7) | |
| 비해당 | 192 (23.5) | 204 (27.1) |
성별 분포를 살펴보면 청년은 여성(51.0%)이 남성(49.0%)보다 다소 많았고, 신중년 역시 여성(52.8%)이 남성(47.2%)보다 높은 비중을 차지하였다. 연령대는 청년의 경우 만 19~29세가 51.0%로 가장 많았으며, 신중년은 만 50~59세가 55.3%로 나타났다. 거주 지역은 두 집단 모두 서남권(청년 32.6%, 신중년 29.8%)과 동북권(청년 29.5%, 신중년 32.4%)에 집중되어 있었다.
학력은 두 세대 모두 대학교(4년제) 졸업 비중(청년 60.4%, 신중년 58.1%)이 가장 높아 전반적으로 고학력자의 비중이 컸으나, 대학원 졸업 이상의 비율은 신중년(13.9%)이 청년(7.0%)보다 두 배가량 높았다. 월평균 소득의 경우 청년은 '200~400만 원 미만'(44.9%)이 가장 많으나, 신중년은 소득 분포가 비교적 고르게 분포되어 있었으며 '400만 원 이상'의 고소득 비중(30.3%)이 청년(15.0%)보다 높게 나타나 세대 간 경제적 자산의 차이를 보였다.
본 연구의 주요 변수에 대한 기술통계 및 세대별 수준을 분석한 결과는 <표 2>와 같으며, 모든 척도는 점수가 높을수록 해당 변수의 특성이 강함을 의미한다.
표 2
주요 변수의 기술통계
| 변수 | 구분 | 최소값 | 최대값 | 청년 | 신중년 | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 평균 | 표준편차 | 평균 | 표준편차 | ||||
| 독립변수 | 차별 경험 | - | - | 65.3%1) | - | 59.7% | - |
| 매개변수 | 사회갈등 인식1: 여성과 남성 | 1 | 5 | 3.82 | .803 | 3.39 | .822 |
| 사회갈등 인식2: 청년세대와 기성세대 | 1 | 5 | 3.82 | .792 | 3.77 | .731 | |
| 사회갈등 인식3: 정규직과 비정규직 | 1 | 5 | 3.74 | .870 | 4.09 | .755 | |
| 사회갈등 인식4: 고소득층과 저소득층 | 1 | 5 | 4.01 | .876 | 4.30 | .785 | |
| 사회갈등 인식5: 기혼자와 비혼자 | 1 | 5 | 2.81 | .976 | 2.88 | .736 | |
| 사회갈등 인식6: 자녀가 있는 가구와 자녀가 없는 가구 | 1 | 5 | 2.81 | .948 | 2.83 | .820 | |
| 사회안전망 신뢰1: 국민건강보험 | 1 | 5 | 3.46 | .940 | 3.73 | .841 | |
| 사회안전망 신뢰2: 산재보험 | 1 | 5 | 3.00 | .905 | 3.14 | .861 | |
| 사회안전망 신뢰3: 국민연금 | 1 | 5 | 2.82 | 1.003 | 3.20 | .949 | |
| 사회안전망 신뢰4: 고용보험 | 1 | 5 | 3.20 | .867 | 3.38 | .849 | |
| 사회안전망 신뢰5: 노인장기요양보험 | 1 | 5 | 3.10 | .880 | 3.41 | .867 | |
| 사회안전망 신뢰6: 기초생활보장제도 | 1 | 5 | 3.15 | .934 | 3.35 | .926 | |
| 사회안전망 신뢰7: 기초연금 | 1 | 5 | 3.08 | .861 | 3.30 | .902 | |
| 종속변수 | 우울(PHQ-9) | 0 | 27 | 6.39 | 6.149 | 4.52 | 4.912 |
| 불안(GAD-7) | 0 | 21 | 4.85 | 5.227 | 3.35 | 4.144 | |
| 스트레스(PSS-10) | 0 | 40 | 18.75 | 5.784 | 17.43 | 4.877 | |
먼저 독립변수인 차별 경험의 경우 지난 1년간 차별을 경험한 적이 있다고 응답한 비율은 청년 집단이 65.3%로 나타나 신중년 집단의 59.7%보다 상대적으로 높게 나타났다. 매개변수인 사회갈등 인식은 5점 척도를 기준으로 분석한 결과 청년 집단은 '고소득층과 저소득층(4.01)'에 대한 갈등 인식을 가장 심각하게 느끼고 있었으며, 신중년 집단 역시 동일한 항목에서 4.30으로 가장 높은 갈등 인식을 보였고 전반적인 갈등 인식의 평균 범위는 신중년층이 청년층에 비해 상대적으로 높게 나타났다. 사회안전망 신뢰도는 모든 항목에서 신중년 집단이 청년 집단보다 높게 형성되어 있었는데, 특히 신중년은 '국민건강보험(3.73)'을 가장 신뢰하는 반면 청년은 '국민연금(2.82)'에 대한 신뢰가 중간값에 미치지 못하는 등 세대 간 신뢰 수준의 격차를 보였다.
종속변수인 정신건강 지표를 척도를 해석하면, 우울(PHQ-9)의 경우 청년은 6.39으로 신중년의 4.52보다 높게 나타났는데, 이는 PHQ-9의 임상적 절단점 기준(0~4점 정상, 5~9점 가벼운 우울)으로 볼 때 신중년은 정상 범위에 머물러 있으나 청년은 ‘가벼운 우울’ 단계로 임상적 주의가 필요한 수준임을 시사한다. 불안(GAD-7) 또한 청년(4.85)이 신중년(3.35)보다 높았으며, 스트레스(PSS-10) 역시 청년(18.75)이 신중년(17.43)보다 높게 분포하여 전반적인 정신건강 모든 영역에서 청년 세대가 신중년 세대보다 상대적으로 더 취약한 상태에 놓여 있음을 확인하였다.
2. 확인적 요인분석
본 연구는 구조모형의 타당성을 검증하기에 앞서, 주요 변수들의 측정모형이 연구모형에 적합한지 확인하기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 실시하였다. 이는 '사회갈등 인식', '사회안전망 신뢰', '정신건강'의 각 잠재변수를 구성하는 측정항목들이 해당 잠재변수를 타당하게 측정하고 있는지를 평가하는 과정이다.
일반적으로 모델적합도는 TLI와 CFI는 .9 이상이면 양호한 수준으로, RMSEA는 .05 이하면 좋음, .08 이하면 양호, .1 이하면 보통으로 판단한다(우종필, 2022). 모형의 적합도를 확인하기 위해 전체 집단을 대상으로 확인적 요인분석을 실시한 초기 분석 결과, 모형 적합도는 CFI=0.846, TLI=0.817, SRMR=0.065, RMSEA=0.099로 나타나 적합도 기준을 충족하지 못했다. 이에 따라 모형의 적합도를 저해하는 요인을 파악하고자 수정지수(Modification Indices, MI)를 확인했으며, 사회갈등 인식의 1번, 5번, 6번 문항을 제외하였다.
수정된 모형의 적합도는 CFI=0.949, TLI=0.936, SRMR=0.036, RMSEA=0.066으로 나타나 모든 적합도 지수가 수용 가능한 수준을 충족했다. [표 3]에서 볼 수 있듯이, 각 잠재변수에 대한 측정항목의 요인부하량은 모두 통계적으로 유의미한 것으로 나타나 측정모형의 타당성을 확인하였다. 분석 결과, 모든 잠재변수의 구성개념 신뢰도(CR)는 0.704~0.875의 범위를 보여 내적 일관성을 확보한 것으로 확인되었다. 평균분산추출값(AVE)의 경우 사회안전망 신뢰(0.502)와 정신건강(0.690)은 0.5 이상의 기준을 충족하였으나, 사회갈등 인식은 0.456으로 나타나 기준에 미치지 못하였다. 다만, Fornell과 Larcker(1981)가 제안한 바와 같이 CR 값이 0.6 이상을 상회할 경우 AVE가 0.5에 미치지 못하더라도 수렴타당성이 있는 것으로 간주할 수 있다는 근거에 따라 해당 변수를 분석에 포함하였다.
표 3
측정모형 분석 결과
| 잠재변수 | 요인 | 비표준화 계수 | 표준화 계수 | 표준 오차 | z-value | CR | AVE |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 사회갈등 인식 | 사회갈등 인식2 | 1.000 | 0.463 | - | - | 0.704 | 0.456 |
| 사회갈등 인식3 | 1.836 | 0.778 | 0.134 | 13.666*** | |||
| 사회갈등 인식4 | 1.706 | 0.714 | 0.119 | 14.357*** | |||
| 사회안전망 신뢰 | 사회안전망 신뢰1 | 1.000 | 0.663 | - | - | 0.875 | 0.502 |
| 사회안전망 신뢰2 | 0.986 | 0.666 | 0.043 | 22.971*** | |||
| 사회안전망 신뢰3 | 1.133 | 0.682 | 0.048 | 23.448*** | |||
| 사회안전망 신뢰4 | 1.045 | 0.725 | 0.042 | 24.659*** | |||
| 사회안전망 신뢰5 | 1.147 | 0.775 | 0.044 | 26.003*** | |||
| 사회안전망 신뢰6 | 1.135 | 0.727 | 0.046 | 24.717*** | |||
| 사회안전망 신뢰7 | 1.068 | 0.721 | 0.043 | 24.562*** | |||
| 정신건강 | 우울 | 1.000 | 0.914 | - | - | 0.867 | 0.690 |
| 불안 | 0.851 | 0.918 | 0.021 | 41.452*** | |||
| 스트레스 | 0.669 | 0.641 | 0.023 | 28.510*** |
3. 다집단 분석 결과
가. 형태동일성, 측정동일성, 절편동일성 검증
청년 집단과 신중년 집단 간 구조모형의 경로계수를 비교하기에 앞서, 두 집단 간 측정모형이 동일한지를 검증하는 측정동일성 분석을 실시하였다. 동일성 검증은 형태동일성, 측정동일성, 절편동일성의 순서로 진행했으며, 분석 결과는 <표 4>와 같다.
표 4
형태동일성, 측정동일성, 절편동일성 검증결과
| χ 2 | df | CFI | TLI | SRMR | RMSEA | △χ2(△df) | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 형태동일성 | 580.769 | 124 | 0.944 | 0.930 | 0.036 | 0.069 | - |
| 완전측정동일성 | 588.977 | 134 | 0.945 | 0.936 | 0.038 | 0.066 | 8.208(10) |
| 완전절편동일성 | 661.546 | 144 | 0.937 | 0.932 | 0.042 | 0.068 | 72.569(10) |
| 부분절편동일성 | 618.378 | 143 | 0.942 | 0.937 | 0.039 | 0.065 | 29.401(9) |
첫째, 형태동일성 검증을 위해 두 집단의 데이터에 아무런 제약을 가하지 않은 기저모형을 분석하였다. 분석 결과, 모형 적합도는 CFI=0.944, TLI=0.930, SRMR=0.036, RMSEA=0.069로 나타나 학계의 권장 기준을 상회함으로써 형태동일성이 확보되었다. 이는 연구모형의 요인구조가 두 집단에서 동일하게 적용될 수 있음을 의미한다.
둘째, 측정동일성(Metric Invariance) 검증을 위해 형태동일성 모형에 요인부하량을 동일하게 제약한 완전측정 동일성 모형을 분석하였다. 형태동일성 모형과의 카이제곱(χ2) 차이 검증 결과, χ2(10)=8.208 (p=.609)로 통계적으로 유의하지 않게 나타났다. 이는 두 집단 간 요인부하량이 통계적으로 동일함을 의미하므로 완전측정동일성이 확보된 것으로 판단하였다.
셋째, 절편동일성(Scalar Invariance)을 검증하기 위해 완전측정동일성 모형에 측정항목의 절편을 동일하게 제약한 완전절편동일성 모형을 분석하였다. 카이제곱 차이 검증 결과, χ2(10)=72.569 (p<.001)로 유의하게 나타나 완전절편동일성은 확보되지 않았다. 이에 수정지수(MI)를 바탕으로 집단 간 차이가 가장 큰 사회갈등 인식 2번 문항의 절편 제약을 제거하여 부분절편동일성을 검증하였다. 분석 결과, 측정동일성 모형과의 비교에서 카이제곱 차이는 χ2(9)=29.401로 여전히 통계적으로 유의했으나, CFI 값의 변화량을 확인한 결과 그 차이가 .003으로 .01보다 작아 부분절편동일성을 확보한 것으로 판단하였다(Cheung & Rensvold, 2002).
이상의 검증을 통해 두 집단 간 잠재변수 평균 및 경로계수 비교를 위한 완전측정동일성과 부분절편동일성이 확보되었다.
나. 구조동일성 검증
측정동일성 검증을 통해 청년과 신중년 집단이 각 변인을 동일하게 인식하고 있음을 확인했으므로, 다음으로 변인 간의 인과관계를 나타내는 구조적 경로가 두 집단 간에 차이가 있는지를 검증하였다. 이는 연구모형의 경로 계수가 특정 집단에서만 다르게 나타나는지를 확인함으로써 집단 간의 차이를 구체적으로 파악하기 위한 과정이다. 이를 위해 5개의 구조 경로 각각에 동일성 제약을 가한 후 카이제곱(χ2) 차이 검증을 실시했으며, 그 결과는 [표 5]와 같다.
표 5
구조동일성 검증 결과
| 경로 | χ 2(df) | △χ2(△df) | p |
|---|---|---|---|
| 차별 경험 → 사회갈등 인식 | 676.7(166) | 0.094(1) | .759 |
| 차별 경험 → 사회안전망 신뢰 | 677.5(166) | 0.937(1) | .333 |
| 사회갈등 인식 → 정신건강 | 676.8(166) | 0.203(1) | .653 |
| 사회안전망 신뢰 → 정신건강 | 682.2(166) | 5.640(1) | .018 |
| 차별 경험 → 정신건강 | 679.5(166) | 2.924(1) | .087 |
분석 결과, 5개의 경로 중 '사회안전망 신뢰 → 정신건강' 경로(p=.018)에서만 두 집단 간의 경로계수가 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 나머지 4개 경로인 '차별 경험 → 사회갈등 인식', '차별 경험 → 사회안전망 신뢰', '사회갈등 인식 → 정신건강', '차별 경험 → 정신건강'에서는 집단 간 유의한 차이가 나타나지 않았다.
이러한 결과는 '사회안전망 신뢰 → 정신건강' 경로를 제외한 나머지 경로들은 두 집단에서 동일하다고 볼 수 있음을 의미한다. 따라서 구조방정식 모형 분석의 간명성 원칙에 따라, 집단 간 차이가 유의하게 나타난 해당 경로만 제약을 적용하지 않고 나머지 경로는 동일하다고 제약한 부분구조동일성 모형을 최종 분석 모형으로 채택하였다. 최종적으로 선정된 부분구조동일성 모형의 적합도는 CFI=.939, TLI=.934, SRMR=.040, RMSEA=.062로 양호한 수준으로 나타났다.
다. 구조모형 경로계수 추정치
앞선 구조동일성 검증 결과에 따라, '사회안전망 신뢰 → 정신건강' 경로를 제외한 4개 경로를 두 집단 간에 동일하다고 제약한 부분구조동일성 모형의 경로계수를 분석하였다. 최종모형의 경로계수 추정치는 [표 6]과 같다.
표 6
구조모형의 경로계수 추정치
| 경로 | 청년 | 신중년 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 비표준화계수 | 표준화계수 | 표준오차 | 비표준화계수 | 표준화계수 | 표준오차 | |
| 차별 경험 → 사회갈등 인식 | 0.123*** | 0.152 | 0.024 | 0.123*** | 0.164 | 0.024 |
| 차별 경험 → 사회안전망 신뢰 | -0.082* | -0.066 | 0.033 | -0.082* | -0.069 | 0.033 |
| 사회갈등 인식 → 정신건강 | 1.210** | 0.084 | 0.400 | 1.210** | 0.099 | 0.400 |
| 사회안전망 신뢰 → 정신건강 | -0.323 | -0.034 | 0.357 | -1.356*** | -0.175 | 0.300 |
| 차별 경험 → 정신건강 | 2.609*** | 0.222 | 0.265 | 2.609*** | 0.284 | 0.265 |
세대 공통으로 제약된 경로를 살펴보면, 차별 경험은 사회갈등 인식(청년 β=.152, 신중년 β=.164)과 정신건강(청년 β=.222, 신중년 β=.284)에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤고, 사회안전망 신뢰(청년 β=-.066, 신중년 β=-.069)에는 유의한 부(-)의 영향을 미쳤다. 또한 사회갈등 인식은 정신건강(청년 β=.084, 신중년 β=.099)에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 차별 경험이 많을수록 그리고 사회갈등을 높게 인식할수록 정신건강수준이 악화됨을 확인하였다.
반면, 집단 간 차이를 보인 '사회안전망 신뢰 → 정신건강' 경로에서는 상이한 결과가 나타났다. 청년 집단에서는 해당 경로가 통계적으로 유의하지 않았으나(β=-.034, p>.05), 신중년 집단에서는 사회안전망 신뢰가 정신건강을 유의하게 감소시키는 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=-.175, p<.001). 이는 사회안전망에 대한 신뢰가 청년의 정신건강에는 유의한 영향을 주지 않지만, 신중년의 정신건강은 완화하는 요인으로 작용함을 의미한다.
라. 집단 간 매개효과 검증
최종모형을 바탕으로, 차별 경험이 정신건강에 영향을 미치는 과정에서 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰가 갖는 매개효과가 두 집단에서 어떻게 다른지 구체적으로 분석하였다. 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑 5,000회를 실시했으며, 그 결과는 <표 7>과 같다.
표 7
매개효과의 다집단 분석 결과
| 경로 | 집단 | 비표준화계수 | 표준오차 | 95% 신뢰구간 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 하한값 | 상한값 | ||||
| 차별 경험 → 사회갈등 인식 → 정신건강 | 공통 | 0.149 | 0.055 | 0.048 | 0.259 |
| 차별 경험 → 사회안전망 신뢰 → 정신건강 | 청년 | 0.027 | 0.037 | -0.037 | 0.108 |
| 신중년 | 0.112 | 0.051 | 0.025 | 0.219 | |
먼저, '차별 경험 → 사회갈등 인식 → 정신건강'의 매개경로는 앞선 구조동일성 검증을 통해 두 집단 간 동일하게 제약되었으므로, 세대 공통의 효과로 해석된다. 분석 결과, 이 경로의 간접효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타나(B=0.149, 95% CI=[0.048, 0.259]), 차별 경험이 정신건강에 직접적으로 부정적인 영향을 미칠 뿐만 아니라, 사회갈등 인식을 증가시키고, 이렇게 증가된 사회갈등 인식이 다시 정신건강을 악화시키는 간접적인 경로가 청년과 신중년 모두에게 존재함을 의미한다.
반면, 집단 간 차이가 있도록 설정된 '차별 경험 → 사회안전망 신뢰 → 정신건강' 경로에서는 세대별로 뚜렷한 차이가 발견되었다. 청년 집단의 경우, 해당 경로의 간접효과에 대한 신뢰구간에 0이 포함되어(B=0.027, 95% CI=[-0.037, 0.108]), 사회안전망 신뢰의 매개효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 청년층에게 차별 경험이 사회안전망에 대한 신뢰를 낮추더라도, 그 신뢰도 하락이 정신건강 악화로 이어지는 유의한 경로가 되지는 않음을 뜻한다.
하지만 신중년 집단에서는 이 경로의 간접효과가 통계적으로 유의하게 나타났다(B=0.112, 95% CI=[0.025, 0.219]). 이는 신중년층의 경우, 차별 경험이 사회안전망 신뢰를 낮추고, 이렇게 낮아진 신뢰가 정신건강에 유의한 부정적 영향을 미침을 보여준다. 즉, 신중년 세대에게 사회안전망 신뢰는 차별 경험의 부정적 영향으로부터 정신건강을 지키는 보호 효과가 있는 중요한 변수임을 시사한다.
Ⅴ. 결론 및 제언
‘차별 공화국’과 ‘갈등 공화국’은 현재 한국 사회의 문제를 나타내는 대표적인 표현이라 할 수 있다(구자창, 2022; 권혜인, 2022). 더욱이, ‘자살 공화국’이라는 오명은 한국의 정신건강 문제를 극단적으로 보여준다(허유정, 김나연, 2025). 이에 본 연구에서는 차별이 만연하고, 분열된 시대의 정신건강이라는 문제의식을 가지고, 차별 경험과 사회갈등 인식, 사회안전망 신뢰, 그리고 정신건강 간의 구조적 관계에서 청년과 신중년에 따른 연령 효과를 알아보고자 하였다. 연구가설의 검증을 위해 서울시여성가족재단이 2022년에 수행한 ‘서울시민의 정신건강 실태조사’의 원자료를 활용하여 다집단 구조방정식으로 구조적 관계를 검증하였으며, 연구의 주요 결과는 다음과 같다.
첫째, 차별 경험이 정신건강에 미치는 직접적 영향은 청년과 신중년 집단 모두에서 확인되었다. 분석 결과 청년층의 65.3%, 신중년층의 59.7%가 차별 경험이 있는 것으로 나타나 두 세대 모두 차별에 상당 수준 노출되어 있었다. 이는 국가인권위원회(2024)의 14.3%보다 높은 수치이나, ‘지난 1년간’의 경험이 아닌 ‘평생 경험 여부’를 측정한 방식의 차이에서 기인한다. 실제로 문화체육관광부의 조사에서 차별 경험이 71.3%로 나타난 점을 고려하면(이현주, 2021), 일반 인구집단의 생애 전반 차별 경험률은 매우 높으며 우리 사회의 보편적인 현상임을 알 수 있다. 이러한 결과는 소수자 집단 중심의 선행 연구(구신실, 2018; 김수정, 2020; 김은하, 김보라, 2018; 신연수, 김기연, 2023)를 일반 인구집단까지 확장했다는데 의의가 있다. 국내 일반 인구집단 연구(Kim et al., 2019; 양준용, 2023) 역시 이를 뒷받침하며, 본 연구는 우울·불안·스트레스를 포함한 정신건강을 잠재변수로 설정하여 기존 논의를 한층 더 발전시켰다.
둘째, 사회갈등 인식이 정신건강에 미치는 영향은 청년과 신중년 모두에서 일관되게 나타났으며, 차별 경험과 정신건강 사이에서 유의미한 매개효과를 보였다. 이는 갈등 인식이 높을수록 정신건강 위험이 증가한다는 국외 연구(Duarte & Jimenez-Molina, 2024; Cooper et al., 2025; Kirkbride et al., 2024)와 맥을 같이 한다. 특히 청년 대상의 기존 연구(박채림, 2025)를 신중년까지 확장했다는 점과, 차별 경험이 일반신뢰를 매개로 우울에 영향을 미친다는 논의(양준용, 2023)를 뒷받침했다는 데 의의가 있다. 이는 독립변인과 종속변인 간 관계에서 다양한 사회적 요인들이 매개 역할을 수행할 수 있음을 시사하며, 향후 더 폭넓은 사회적 매개 요인에 대한 연구필요성을 제기한다.
셋째, 사회안전망 신뢰가 정신건강에 미치는 영향 및 매개효과는 신중년 집단에서만 유의하게 나타났다. 이는 높은 안전망 신뢰가 스트레스 완화와 도움 요청 행동을 촉진해 정신건강에 긍정적 영향을 미친다는 기존 연구(Gaebel et al., 2014)가 국내에서는 신중년 세대에 한정되어 적용됨을 보여준다. 청년 집단에서 효과가 유의하지 않은 점은 신중년에 비해 복지제도를 사회안전망으로 인식하는 정도가 낮다는 박경미 외(2018)의 연구와 일치한다. 이는 복지정책 수혜에서의 배제 불안감을 반영하며 세대 간 신뢰 수준의 차이를 보여준다. 또한 사회 전반에 대한 신뢰를 다룬 연구(박채림, 한창근, 2023)와 상반된 결과가 나타난 것은 본 연구가 ‘제도적’ 안전망 신뢰를 측정했기 때문으로 해석된다. 이러한 결과는 성인 초기 청년을 위한 사회안전망이 부족해(변금선, 이혜림, 2022) 현재의 사회보장제도가 청년의 사회적 불안 완화에 효과적으로 작동하기 어렵다는 주장(유민상, 2022)을 뒷받침한다.
이상의 연구결과를 토대로, 본 연구에서는 선행 연구에서 검토한 이론적 확장과 정책적 시사점을 다음과 같이 제안한다.
첫째, 건강의 사회적 결정요인으로서 차별의 영향은 청년 및 신중년 모두에서 정신건강을 위협하는 핵심적 변수로 확인되었다. 차별 경험은 개인이 겪는 일상적 스트레스를 넘어, 사회 전체의 구조적 문제와 직접적으로 연결되어 있다. 특히 차별은 사회적 배제, 낙인, 불평등으로 이어져 취약계층의 우울, 불안, 스트레스 수준을 높인다(Pascoe & Richman, 2009). 본 연구에서도 차별 경험이 청년 및 신중년 집단 모두에서 정신건강 악화와 유의한 연관성을 보였다. 특히 WHO가 제시한 ‘건강의 사회적 결정요인’ 관점에서 차별은 교육, 고용, 소득, 생활환경, 사회적 보호와 같은 광범위한 사회자원의 접근성과 기회까지 제한함으로써, 개인과 집단의 건강형평성을 지속적으로 저해한다(WHO, 2025). 이러한 결과는 건강형평성 향상을 위한 정책 설계가 단일 치료적 접근을 넘어서, 구조적 차별 해소와 포괄적 사회보호 체계 구축을 우선 전략으로 삼아야 함을 시사한다. 이에 따라 거시적 측면에서는 최근 한국 사회에서 논의가 재점화되고 있는 포괄적 차별금지법의 제정 필요성이 다시금 강조되어야 하며(김선영, 2024), 이는 사회적 약자의 의료 접근성과 정신건강 보호를 위한 필수적인 법적 장치가 될 것이다. 중시적 측면에서는 건강형평성 모니터링 체계 구축의 배경 아래 지역사회 기관 내의 차별 실태를 정기적으로 모니터링하여 평등 실현을 위한 제도적 토대를 공고히 해야 한다. 마지막으로 실천적 측면에서는 현장 전문가인 사회복지사의 사회정의 상담에 대한 이해와 교육이 중요하게 다루어질 필요가 있다. 한국의 사회복지실천은 미시적 접근 중심으로 발전하며 여러 한계점을 갖고 있다고 평가되어 왔으나(김성천, 이은정, 2012), 사회정의 상담은 이러한 한계를 보완하고 사회복지사의 고유한 정체성인 옹호자로서의 역할을 강화할 수 있는 실천 모델이다. 사회정의 상담은 2020년 임상사회복지실천연구회가 번역하여 출간함으로써 국내에 소개되었으나, 현재까지는 주로 상담학 및 상담심리학계의 논의에 머물러 온 실정이다. 따라서 차별로 인한 심리적 고통을 사정하고 개입하는 실무 역량을 정립하기 위해 사회복지계 내에서 해당 모델에 주목할 필요가 있다.
둘째, 본 연구는 차별 경험이 정신건강에 미치는 영향 경로에서 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰가 주요한 매개 변인임을 확인하였다. 특히 차별 경험과 사회안전망 신뢰 간의 관계를 실증적으로 규명함으로써, 차별이 개인의 정신건강 저해를 넘어 공적 보호 체계에 대한 신뢰를 훼손해 복지 제도의 예방 효과를 악화시킴을 입증했다는 점에서 학술적·실증적 이점을 갖는다. 이러한 매개 변인의 작동 기제는 공정세상 신념 가설로 설명 가능하다. 본 연구 결과에 근거할 때, 반복적인 차별 경험은 '세상은 공정하다'는 신념을 약화시켜 사회적 신뢰 수준을 저하시키는 핵심 기제로 작용한다. 공동체가 정당하게 운영된다는 인식이 손상될 때 개인은 사회갈등을 더욱 심각하게 인식하며 사회안전망 신뢰도 급격히 저하되어 정신건강 문제의 위험이 고착화되는 것이다. 이러한 발견은 사회통합과 공정성 증진을 위한 정책적 노력이 본 연구에서 확인된 매개 경로를 차단하는 구체적 방향으로 설계되어야 함을 시사한다. 즉 차별이 갈등을 증폭하고 신뢰를 저하시켜 정신건강 악화로 이어지는 경로를 끊기 위해서는 실질적인 제도적 보완이 필수적이다. 먼저 사회갈등 완화를 위해 소득 및 자산 격차를 해소하고 기회의 평등을 보장하는 적극적인 양극화 완화 정책이 추진되어야 한다. 구조적 양극화 해소는 시민들의 갈등 인식을 낮추어 정신건강을 보호하는 기초 토대가 된다. 또한 사회안전망 신뢰 제고를 위해 실질적 강화와 더불어, 각종 사회보험료와 기금 운영의 투명성 및 공정성을 확보하여 공적 신뢰를 높이는 노력이 병행되어야 한다. 구성원이 양극화 해소와 투명한 운영을 통해 공정하게 보호받고 있음을 실감할 때 심리적 안정감이 회복되어 정신건강 증진을 위한 사회구조적 안전망으로 기능하게 될 것이다(한국보건사회연구원, 2023a, 2023b).
셋째, 사회안전망 신뢰의 효과는 세대별로 상이하게 나타났으며, 이는 제도의 내용과 접근방식, 세대의 정책 체감 경험 차이에서 비롯될 수 있다. 본 연구에서 청년 세대의 사회안전망 신뢰 매개효과는 유의미하지 않았다. 이는 기존 제도가 청년층에게 '미래의 보장'일 뿐, 당장의 불안이나 정신건강 문제를 해결하는 실질적 기제로 작동하지 않음을 시사한다. 청년 세대는 실업, 고용 및 주거 불안정 등 현재적 위기에 직면해 있으며(한국보건사회연구원, 2023b), 사회 공공성 강화를 통한 직접 지원과 체감 가능한 안전망에 대한 요구가 높다(임윤서, 안윤정, 2022). 이를 반영하기 위해 정책 수립 단계부터 청년의 적극적 참여를 보장하여 실질적 정책을 설계하고, 체계적인 홍보와 소통을 강화해 정책 혜택을 폭넓게 누리도록 지원해야 한다(정호용, 2020). 반면 신중년 세대는 사회안전망 신뢰가 정신건강에 뚜렷한 보호 효과를 나타냈다. 선행 연구는 연금, 건강보험 등 안전망 신뢰가 높을수록 정서적 문제의 위험이 완화되고(Schmidt et al., 2023), 위기 상황에서 사회적 지원을 적극 활용함을 밝혔다(Gaebel et al., 2014). 그러나 현재 한국 신중년층의 불공정 및 정부 불신 인식은 매우 높은 편이다(한국보건사회연구원, 2022). 특히 신자유주의 체제하의 불평등 심화는 정부 신뢰를 저하시키는 요인이다(금현섭, 백승주, 2015). 따라서 정부는 정책 추진 시 공정성 회복과 신뢰 제고를 핵심 목표로 설정해야 하며, 심화되는 불평등을 완화할 수 있는 포괄적이고 체계적인 불평등 해소 정책 마련이 필수적이다(한국보건사회연구원, 2022).
본 연구는 몇 가지 제한점을 내포하고 있다. 첫째, 횡단면적 자료를 활용함에 따라 변수 간 인과 관계를 명확히 규명하는 데 한계가 있으므로, 후속 연구에서는 종단적 설계를 통해 이를 검증할 필요가 있다. 둘째, 서울시민만을 대상으로 수행되어 연구결과를 일반화하기에는 어려움이 있다. 특히 출신지역과 ‘지방대’라는 학벌 인식이 청년층 차별의 주요 기제로 작용한다는 점을 고려할 때(나진희, 류웅재, 2023), 향후 서울 외 지역을 포함한 다양한 지역 사회에서의 비교·확장 연구가 필요하다. 셋째, 독립변수인 차별 경험을 단일 문항으로 측정하여 다층적 속성을 충분히 반영하지 못했다는 한계가 있으며, 향후에는 손인서와 김승섭(2015)의 제안과 같이 교차성(intersectionality) 이론에 따른 다중차별의 영향에 대한 심층 분석이 요구된다. 넷째, 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰 측정에 있어 표준화된 척도를 활용하지 못하여 척도의 신뢰성과 타당성을 확보하는 데 일정 부분 한계를 가지고 있다. 이에 후속 연구에서는 해당 개념을 보다 정밀하게 측정할 수 있는 표준화된 척도의 개발 및 적용이 요구된다.
이러한 한계점에도 불구하고, 본 연구는 차별 경험과 정신건강의 구조적 관계에서 사회갈등 인식과 사회안전망 신뢰의 매개효과를 확인하고 구체적인 기전을 제시했다는 점에서 의의를 찾을 수 있다. 특히 특정 소수집단이 아닌 일반 인구집단을 대상으로 연구함으로써 차별이 정신건강에 미치는 영향의 보편성을 실증적으로 파악했다는 점도 중요한 의의이다. 또한 차별 경험이 정신건강에 미치는 세대 간 차이를 밝혔으며, 사회안전망 신뢰가 세대에 따라 다르게 작용함을 확인하였다. 나아가 구조적 관계를 해석하는 과정에서 건강형평성, 공정세상 신념 등 이론적 논의를 도입하여 설명의 깊이를 더했다는 점 역시 본 연구의 기여이다. 궁극적으로 본 연구가 한국 사회의 차별과 갈등을 완화하고 사회안전망을 확충하여 사회통합을 촉진하며, 청년과 신중년의 정신건강 증진에 실질적으로 기여할 수 있기를 기대한다.
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- 투고일Submission Date
- 2025-10-29
- 수정일Revised Date
- 2026-01-16
- 게재확정일Accepted Date
- 2026-01-28
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