신규 빈곤진입과정에서의 정신건강 변화

Mental Health Changes in the New Poverty Entry Process

Abstract

The purpose of this study is to examine the dynamic changes of poverty and mental health through a longitudinal approach based on social causation. For this purpose, 622 new poverty entrants and 10,061 persistently non-poor individuals were sampled using the data used in the Korea Welfare Panel Study (1st-13th waves). The analysis method used Latent Growth Curve Model and Multi-Group Analysis. As a result of the analysis, first, the subjects' depression was recovered over time. Second, the new poverty group showed high depression over time. Third, the difference in depression between the new and persistent non-poverty groups was found to be consistent. Fourth, it was confirmed that women in the new poverty group and those with drinking problems were more vulnerable to mental health problems than the persistent non-poverty group. The results of this study suggest that a stronger social intervention on mental health access of the poverty subjects should be made, and anti-poverty policies based on the resilience of poverty are needed.

keyword
Social CausationNew Poverty EntryMental Health ChangesMental Health InequalityLatent Growth Curve Model

초록

본 연구는 사회원인론에 입각하여 빈곤과 정신건강과의 역동적인 변화 양상을 종단적 접근을 통해 살펴보는 데에 목적을 두고 있다. 이를 위해 한국복지패널 1차-13차까지의 데이터를 활용하여, 신규빈곤진입집단 622명, 비빈곤유지집단 10061명을 추출하였다. 분석방법은 잠재성장모형과 다집단분석을 활용하였다. 분석결과, 첫째, 연구대상자의 우울감은 시간이 지남에 따라 회복되어지는 모습을 보였다. 둘째, 신규빈곤집단은 시간이 지나도 우울감이 높은 것으로 나타났다. 셋째, 신규빈곤집단과 비빈곤유지집단의 우울감 차이는 지속적인 것으로 확인되었다. 넷째, 신규빈곤집단에 속한 여성과 음주문제가 있는 경우가 비빈곤유지집단보다 정신건강문제에 더 취약함을 확인하였다. 본 연구결과를 통해 빈곤 대상자들의 정신건강 접근에 관한 보다 강화된 사회적 개입이 이루어져야 함을 제시하였고, 빈곤의 회복력에 기반한 탈 빈곤 정책이 필요함을 제시하였다.

주요 용어
사회원인론신규빈곤진입정신건강 변화정신건강 불평등잠재성장모형

Ⅰ. 서론

사회복지 분야에 있어서 가장 오랜 관심사 중에 하나는 빈곤이다. 넓은 의미로 빈곤은 ‘인간다운 생활을 누리는데 필요한 최소한의 자원을 보유하지 못한 상태’라고 할 수 있다(장세훈, 2006, p.185). 이러한 빈곤문제는 경제적 결핍만을 의미하는 것이 아니라 다양한 기회의 결핍, 사회적 소외, 교육 등 다양한 결핍이 중첩되어 문제를 심화시키고 있다(박경숙 등, 2006). 심지어 한국사회는 저성장의 시대에 진입하면서 불평등이 더 심각해지며, 계층 간의 갈등이 깊어지고 빈곤탈출이 어려워지고 있다(장세훈, 2006, pp.203-204).

장기화되는 빈곤문제와 정신건강의 문제가 함께 내재화되는 것은 문제가 회복되기 어려운 문제를 가지게 된다. 보건복지부의 정신질환실태조사에서는 우울증과 대부분의 정신질환 유병률이 저소득층과 미취업 집단에서 높았다(보건복지부, 2016). 또한 선행연구들은 빈곤과정에서의 사회적 스트레스가 정신건강문제를 발생시킨다고 설명하고 있다(Mirowsky, & Ross, 1989; Aneshensel, 1992; Thoits, 1995). 빈곤상태와 같이 취약한 상황에서는 스트레스를 극복하기 위한 자원이 부족하고 더욱 나빠질 확률이 높아지는 것이다(이상문, 2008, p.144). IMF이후 한국사회는 경제적 어려움과 개인의 정신건강에 대하여 많은 연구들이 진행되어져 오고 있다(문창진, 1998; 정기선, 2000; 박상규, 이병하, 2004). 하지만 이 연구들은 빈곤계층의 정신건강을 횡단적으로 살펴보았을 뿐, 종단적으로 정신건강의 과정을 살펴보지 못하였다. 만약 빈곤의 진입과정에서 정신건강문제의 변화는 어떻게 나타나는지 살펴볼 수 있다면, 빈곤에 대한 개입의 관점을 다양하게 확대할 수 있을 것이다. 이왕원 등(2016, p.198)의 연구를 살펴보면 가족원이 우울하고 가정불화가 있는 상황에서 시간이 지나 2년 정도 지나면 경제적 박탈에 영향을 미친다고 언급하였으며, 빈곤화 과정에서 정신건강의 문제를 중요한 요인으로 제시하였다.

정신건강문제와 사회경제적 상황에 대한 관계를 설명하는 이론으로 대표적인 것이 사회선택론과 사회원인론이다. 사회선택론은 개인의 특성과 정신건강문제가 그 사람의 사회경제적 지위에 영향을 미친다는 관점이며, 사회원인론은 사회경제적 환경이 개인의 특성과 정신건강문제에 영향을 미친다고 본다(Gupta & Huston, 2009). 즉, 빈곤한 환경으로 인하여 정신건강의 문제가 생기는지, 정신건강문제로 인하여 빈곤에 이르게 되는지에 대해서 살펴볼 필요가 있다. 빈곤의 문제가 지속되어서 알코올 중독 및 우울감이 증가한다고 보는 사회원인론 관점에서 진행된 연구(Dohrenwend et al., 1992; Koster et al., 2006; 성준모, 2010)가 있는 반면, 정신건강문제로 인하여 빈곤문제가 심각해진다고 보는 사회선택론의 관점(Lever, 2005)도 있다. 하지만 두가지 이론은 상호배타적인 관점이 아닌 상호인과적인 관계라고 제시되기도 한다. 즉, 서로가 원인이 된다는 상호인과관계를 제시하는 연구도 있다(정슬기, 이민욱, 2018, p.27).

본 연구에서는 앞의 이론적 관점 중 사회원인론 바탕으로 하여 빈곤과 정신건강과의 관계를 보다 확실하게 규명하고자 종전에는 일반가구였으나 빈곤으로 진입한 신규빈곤가정의 정신건강의 변화상황을 살펴보고자 하였다. 신규빈곤에 진입의 경우 이전 2-3년간 빈곤과 관련된 사건이 지속적으로 발생하여, 정신건강 문제가 나타났다고 하면 사회선택론이 아닌 사회원인론으로 보는 것이 타당하다고 판단된다. 또한 빈곤진입 이후에도 정신건강의 문제가 어떻게 변화해나가는지 살펴보는 것이 중요할 것이다. 반면, 꾸준히 정신건강문제가 존재하며 일정 기간 동안에 정신건강문제에 대한 변화가 나타나지 않는다면, 사회선택론을 지지하는 결과라 생각할 수 있다. 이를 보다 분명하게 확인하고자 비빈곤이 계속 유지되고 있는 집단을 비교집단으로 상정하여 다집단분석을 통한 정신건강 궤적의 차이를 검증하였다. 이를 통해 빈곤한 대상자들의 정신건강 회복을 도모하기 위한 개입의 우선순위를 파악하고, 적절한 개입지점을 모색하기 위한 기초자료로서 활용될 수 있을 것이다. 상기의 연구 목적을 달성하기 위한 연구질문은 다음과 같다. 첫째, 연구대상자의 정신건강 궤적은 어떠한가? 둘째, 연구대상자가 속한 집단에 따라 정신건강 궤적의 차이가 있는가? 셋째, 연구대상자의 정신건강 궤적의 예측요인은 무엇인가? 넷째, 연구대상자의 정신건강 궤적의 예측요인이 집단에 따라 다른가?

Ⅱ. 이론적 배경

1. 빈곤요인과 빈곤화 과정에서의 정신건강

복지사회를 지향하는 국가는 빈곤에 대한 국가적 개입이 필수이다. 사회적 연대를 중요한 가치로 하는 복지국가는 빈곤에 대한 적극적인 개입을 통하여 모든 국민이 안정된 삶을 영위할 수 있도록 해야 한다. 그러나 20세기에 들어와서 빈곤은 노동을 통해 탈 빈곤 할 수 있다는 단순한 인과론적 생각에 한계를 가지게 하였고, 다양한 원인과 더욱 복잡해진 요인들로 인하여 새로운 형태의 빈곤문화가 만들어졌다(남기민, 2010). 이러한 빈곤의 원인을 살펴보면 전통적인 빈곤원인으로서의 노령, 실업, 장애, 질병 등의 사회적 위험으로부터 노동시장의 유연화, 불안정한 고용, 저기술, 저임금 등의 신빈곤의 원인까지 다양한 위험요인들이 제시되고 있다(김영란, 2004, p.246).

빈곤에 대한 대책을 마련하기 위하여서도 빈곤층에 대한 규모를 파악하고, 생활실태를 조사하는 형태로 접근되었던 초기 연구와 탈 빈곤, 절대적 빈곤과 상대적 빈곤의 비교 등이 연구주제로 다루어졌고(백학영, 구인회, 2010; 석상훈, 김헌수, 2012), 빈곤의 과정을 생애사 연구 등을 통하여 심층적으로 분석하기도 하였다(정미숙, 2007). 다양한 빈곤관련 연구에서 공통적으로 제시하고 있는 부분은 빈곤의 상황이 경제적 자원 부족만을 언급하는 것이 아니라 인적자원, 사회적 자원 등의 총체적 부족으로 인하여 불평등, 심리적 박탈, 문화적 가치로부터의 소외 등을 포함하는 복합적 의미로 빈곤이 정의된다는 것이다(장세훈, 2006, p.204). 또한, 기존의 노동을 통한 빈곤탈출을 기대했던 것과는 달리 열악한 저임금 노동과 고용의 불안정으로 ‘일하지만 빈곤한’ 신빈곤층(New poverty)이 등장하였고, 이 새로운 현상에 대한 적절한 대책이 제시되지 못하고 있다(김영란, 2004, p.246). 또한 통계청에서는 경제적으로 빈곤한 사람일수록 사회적 관계망이 취약하다고 보고하기도 하였다(통계청, 2015). 이러한 결과를 보면 경제적 문제에 따른 사회적 관계망 감소는 빈곤과정에서 중요한 요인이 될 수 있다.

이혜숙과 임은하(2009, pp.290-291)의 연구에서는 빈곤 가정의 빈곤화 과정을 제시하면서 빈곤에 진입 과정이 되는 우연한 사건(불안정한 직업, 건강문제, 실직, 중독, 불안정한 결혼 등)을 경험하고, 빈곤 극복 의지를 가지고 빈곤 탈출을 위해 노력하지만, 지속적인 실패를 경험하면서 빈곤의 대물림이 되는 과정을 제시하였다. 물론, 빈곤 극복의 의지와 사회적 자원, 가족의 응집력 등이 지속적인 빈곤 탈출의 요인이 되고, 탈 빈곤이 나타나기도 한다. 하지만, ‘빈곤탈출률’이 6%로 나타나는 현실은 빈곤 극복이 매우 어려운 상황임을 보여준다(정익중, 2005, pp.99-119). 이러한 빈곤화 과정 안에서 지속적인 긍정적 자원(빈곤 극복 의지, 가족의 응집력, 사회적 자원 활용 등)을 활용하기 위해서는 정신적 건강의 유지가 매우 필요하다고 판단된다.

많은 연구에서 빈곤층의 신체적 건강과 정신적 건강이 좋지 않다고 제시하고 있다(Dooley & Caralano, 1980; Caplan et al., 1989; 이민규, 2000). 노숙자 중 62.2%가 알코올 의존상태이며, 신체화, 우울증, 불안, 공포불안, 정신병 등 정신과적 증상이 일반인에 비하여 현저히 높다고 보고하고 있다(김창엽, 2003). 또한 복지수급 빈곤층의 1/3정도가 우울하고 불안함을 느끼는 정신건강 문제를 가지고 있었다(박상규, 이병하, 2004, pp.813-824). 엄태완(2008, pp.33-66)은 빈곤한 상태가 이어지면서 경제적 스트레스로 인한 우울감이 증가되기 때문에, 빈곤층에 대한 경제적 지원이 우울을 감소시키는 중요한 접근이라고 강조하였다. 이원진(2010, pp.249-274)은 빈곤지위 변화와 우울 간의 관계를 다양하게 분석하였는데, 기초생활보장 수급에 진입하는 것은 우울수준을 증가시킨다고 주장하였다.

윤명숙 등(2008, pp.13-26)는 수급자집단에서는 일반인 집단에 비해 문제음주자 비율이 유의미하게 낮았으나, 알코올 문제를 가진 사람들의 비율이 수급자 집단에서 높아지는 모습을 보였다. 즉, 알코올 문제가 문제음주에 머무르지 않고 심각한 의존의 상태로 넘어가는 비율이 많다고 할 수 있다. 또한 심각한 우울증과 사회부적응, 불면, 불안 등 일반적인 정신건강의 문제도 수급자 집단이 취약했다. 이용표(2001, pp.5-12)는 알코올 중독 유무에 따른 수급자집단을 분류해본 결과 알코올 중독 위험집단에게서 우울감이 높음을 검증하였다. 이것은 수급자 집단이 알코올 문제와 우울 문제를 함께 가지고 있는 경우가 많다는 것을 나타낸다. 이와 같이 선행연구를 살펴보았을 때, 빈곤과 우울, 알코올 문제 등 정신건강 관련 문제는 중요한 관계를 가지고 있다고 볼 수 있다.

2. 사회원인론

빈곤과 정신건강의 관계를 살펴볼 때 제시되는 이론은 사회원인론과 사회선택론이다. 사회선택론은 개인의 특성과 정신건강문제가 그 사람의 사회경제적 지위에 영향을 미친다는 관점이며, 사회원인론은 사회경제적 환경이 개인의 특성과 정신건강문제에 영향을 미친다고 본다(Gupta & Huston, 2009). 사회원인론 관점은 경제적 수준이 낮은 사람들이 높은 사람들보다 경제적 스트레스를 더 많이 경험하고, 그로 인해 정신건강관련 질병에 취약해진다는 관점(Dohrenwend & Levav, 1992; Link & Phelan, 1995)으로 빈곤문제에 대한 적극적인 개입이 필요함을 강조한다.

특히 사회원인론적 관점은 최근들어 경제적 위기 사건들이 발생하면서 연구자들과 정책결정자들에게 관심을 받게 되었다. 즉, 다양한 경제적 위기로 인하여 사람들의 정신건강이 영향을 받았으므로, 다양한 서비스와 정책을 만들어야 했으며, 그에 대한 근거로 사회원인론은 좋은 설명의 모델이 되었다(Conger & Conger, 2008). 또한, 가족스트레스 모델은 가구의 열악한 경제적 환경이 스트레스를 줌으로서 정상적인 가족기능에 위협이 될 수 있다는 설명을 함으로서 사회원인론을 통하여 빈곤이 정신건강에 미치는 영향을 잘 설명할 수 있었다(김동하, 엄명용, 2016, p.152).

연구들을 살펴보아도 경제적 상태가 낮아지는 것이 우울을 변화시키는 요인이라고 보고되고 있다. 서연숙(2011, pp.1135-1153)은 중고령자의 경제적 상황이 낮아지면서 우울감도 증가하는 모습을 보인다고 하였으며, 성준모(2010)는 복지패널 자료를 분석한 결과 시간경과에 따른 가구내 경제 요인 변화가 가구원의 우울정도 변화에 영향을 미치는 것으로 보고하였다. 김윤화(2015)는 만성질환자의 우울수준이 소득에 따라 다르게 나타났다고 하며, 기존의 연구들과 일관되게 저소득 집단이 우울에 상대적으로 더 취약하다는 결과를 제시하였다.

반면 사회선택론은 개인이 지닌 정신건강 문제로 인하여 사회경제적 수준이 낮아지는 현상이 발생한다고 보는 관점이다(Warren, 2009; 정은희, 2015). 이 관점은 여러 가지 정신질환은 사회경제적 활동을 제한시키고, 소득이 안정적이지 못하게 되면 빈곤으로 들어가게 된다고 설명하며 어느 정도 설득력을 가진다. 하지만, 정신질환을 개인의 문제로 간주하다보면 빈곤문제에 대한 사회복지 시스템의 당위성을 훼손할 수 있기에 조심스러운 해석이 필요하다. 최근 들어 사회원인론과 사회선택론으로 빈곤에 대한 원인을 설명하는 것은 어려우며, 복잡한 상호작용 안에서 빈곤의 과정을 설명하는 것을 지지하는 상호교류모델을 제시하기도 한다(김동하, 엄명용, 2016).

본 연구에서는 사회원인론과 사회선택론 그리고 상호교류모델을 고찰하면서 많은 연구를 통해 지지되기도 하고, 빈곤에 대한 사회복지 정책을 도출하기 위한 기반을 조정하고자 사회원인론의 관점으로 살펴보고자 한다.

3. 빈곤가구의 우울변화에 영향을 미치는 요인

빈곤가구의 우울감에 있어서 영향을 미치는 요인 중 기본적인 인구사회학적 변인은 첫째, 성별이다. 기존 연구들은 빈곤상태가 되었을 때, 여성이 남성에 비해 무력감이 높고, 우울감이 더 심하게 나타나는 것으로 나타났다(McDonough & Walters, 2001, pp.547-559; 최미경, 이영희, 2010, pp.196-204). 또한 연령도 중요한 변수가 될 수 있다. 연령이 높아지면서 성인후기와 노년기에 다양한 생활사건으로 스트레스가 많이 발생하고, 여러 가지 만성질병에 노출되고 갱년기가 진행되면서 우울감이 증가하는 모습을 보이기 때문이다(이예종, 최금주, 2012, pp.321-327).

결혼상태 또한 중요한 변인이 된다. 배우자가 없는 경우 배우자가 있는 경우보다 더 부정적인 정신적, 신체적 건강상태를 보인다고 언급되어져 왔다(Ross, Mirowsky, & Karen, 1990, pp.1059-1078). 이상문(2008, pp.119-152)의 연구는 실직을 하게 되는 경우 우울, 불안, 수치심 등 정신건강에 부정적 결과를 초래하게 된다고 언급하고 있어서 근로유무에 대한 부분도 우울에 영향을 미치는 요인으로 고려되어져야 하겠다. 이원진(2010, pp.249-274)은 국민기초생활보장제도 수급지위 변화와 우울의 관계를 살펴보면서 교육수준도 중요한 변수로 제시하였고, 학력이 고졸 미만인 경우 우울에 영향을 미치는 유의미한 변수로 검증되었다.

지금까지 선행연구들은 빈곤상태에서 우울감이 높을 수 있다고 일관되게 언급해왔으며, 성별, 연령, 가족형태, 근로형태, 학력이 우울감에 영향을 줄 수 있는 요인으로 언급되어져 왔다. 본 연구에서는 위의 변인들을 참고하여 모형을 구성해보고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구모형

본 연구에서는 빈곤이 정신건강에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적인 변화 과정안에서 보다 역동성 있게 살펴보고자 하였다. 이에 따라 빈곤집단으로 진입한 신규빈곤 진입 집단과 비비곤유지집단의 두 집단의 정신건강 궤적을 영향요인과 함께 분석하였다. 통제변인은 성별, 연령, 교육수준, 배우자유무, 경제활동, 복지서비스, 음주문제로 상정하였고, [그림 1]과 같이 연구모형을 설정하였다.

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그림 1.
연구모형
hswr-39-4-41-f001.tif

본 연구에 사용된 자료는 저소득층을 대상으로 하는 연구에 적합한 한국복지패널로 1차-13차년도까지의 데이터를 활용하였다(한국보건사회연구원, 서울대학교사회복지연구소, 2014). 본 연구의 주요 대상인 신규빈곤진입 집단은 1차부터 13차까지 중 본래는 비빈곤이었으나, 신규로 빈곤 진입한 이후 빈곤 상태가 지속적으로 유지되는 622명을 대상으로 하였다. 빈곤진입은 2차년도 진입부터 포함하였다. 비교집단은 1차부터 13차까지 비빈곤이 유지되고 있는 10061명으로 추출하였다. 정신건강에 대한 예측요인은 1차년도의 자료를 활용하였다.

2. 변수측정

가. 종속변수: 정신건강(우울)

정신건강을 대표하는 척도로 우울 척도를 사용하였다. 본 연구에서 사용한 우울척도는 지난 일주일간의 기분을 묻는 11문항의 CES-D척도로 Radloff(1977)가 개발한 20문항의 우울척도를 한국복지패널에서 11문항으로 축약하여 사용한 것을 본 연구에서도 그대로 사용하였다. 하위문항으로는 ‘먹고 싶지 않고 식욕이 없다’, ‘비교적 잘 지냈다’, ‘상당히 우울했다’, ‘모든 일들이 힘들게 느껴졌다’, ‘잠을 설쳤다(잠을 잘 이루지 못했다)’, ‘세상에 홀로 있는 듯한 외로움을 느꼈다’, ‘큰 불만 없이 생활했다’, ‘사람들이 나에게 차갑게 대하는 것 같았다’, ‘마음이 슬펐다’, ‘사람들이 나를 싫어하는 것 같았다’, ‘도무지 뭘 해 나갈 엄두가 나지 않았다’가 포함되었다. 각 문항마다 ‘극히 드물다’(1)부터 ‘대부분 그랬다’(4)의 4점 리커트로 측정하였다. 역문항 처리 후, 전체를 0, 1, 2, 3으로 리코딩 후 합산하였고, 점수가 높을수록 우울수준이 높다고 해석하였다(한국보건사회연구원, 서울대학교사회복지연구소, 2014). 전해숙과 강상경(2013)의 연구에서 신뢰도는 .87이었고, 본 연구에서는 1차년도 .86을 시작으로 이후 년도도 높은 신뢰도가 유지되었다.

나. 독립변수

1차부터 13차년도까지 비빈곤이 유지된 집단을 비빈곤유지집단(0) 일반가구였다가 빈곤으로 신규 진입한 경우는 신규빈곤집단(1)으로 코딩하였다.

다. 예측요인

빈곤과 관련하여 본 연구대상자의 정신건강 궤적에 영향을 미칠 수 있는 7개의 요인들, 즉 성별, 연령, 교육수준, 배우자유무, 경제활동, 복지서비스, 음주문제를 예측변인으로 상정하였다. 성별은 남자(1), 여자(0), 연령은 연속변수로 측정하였다. 교육수준은 고졸 미만(0), 고졸 이상(1), 배우자 유무는 배우자 유(1), 배우자 무(0)으로 리코드하여 사용하였다. 경제활동은 현재의 경제활동종사 상태를 실업자, 무급가족종사자, 비경제활동인구(0), 일용직, 임시직, 자활 및 공공근(1), 고용주, 상용직, 자영업자(2)로 리코드하여 상위수준으로 갈수록 경제활동의 수준이 더 높은 것을 의미하는 형태로 변환하였다. 복지서비스는 지난 1년간의 복지서비스 이용경험을 10개 영역으로 나누어 서비스 경험이 있으면 ‘1’, 없으면 ‘0’으로 리코드하여 이를 총합산한 형태의 연속변수를 사용하였다. 복지서비스는 생계비, 의료비, 물품, 가정봉사, 식사배달, 주택관련, 직업관련서비스 외에 상담, 약물상담, 가정폭력 상담이 포함되며, 점수가 높을수록 복지서비스 혜택을 많이 받은 것으로 해석한다. 음주문제는 음주상황에 대해 본인이 인식하는 정도를 4가지 형태로 질문하는 척도를 사용하였고, 점수가 높을수록 음주문제가 심각함을 의미한다.

3. 분석방법

빈곤이 정신건강에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적 궤적 변화 안에서 살펴보기 위해 빈곤하지 않은 비교집단과의 집단간 차이를 통해 분석하였다. 분석은 SPSS 24.0과 AMOS 21.0을 활용하여 잠재성장분석과 다중집단분석을 실시하였다. 첫째, 각 집단에 따른 예측변인의 차이분석을 위해 χ2, Independent Samples T-test를 실시하였다. 둘째, 종속변수의 연도별 상관관계를 보기 위해 Correlation 분석을 실시하였다. 셋째, 연구대상자의 정신건강 궤적 분석을 위해 잠재성장모형을 활용하였다. 잠재성장모형의 무조건부 모형을 통해 정신건강의 발달궤적을 추정(연구문제 1), 무조건부 모형의 다중집단분석을 통해 각 집단별 정신건강 발달궤적을 추정(연구문제 2), 잠재성장모형의 조건부 모형 분석, 마지막으로 예측요인을 포함한 조건부 모형이 두 집단간 차이가 있는지를 다중집단분석을 통해 분석하였다(연구문제 4). 완전 최대우도법을 사용하였으며, 적합도는 χ2통계량, RMSEA, NFI, CFI, TLI를 사용하였다.

Ⅳ. 연구결과

본 연구는 빈곤이 정신건강 궤적에 어떠한 영향을 미치는지를 규명하고자, 기존에는 일반가구였으나 신규로 빈곤진입하여 이후 빈곤이 유지되고 있는 집단과 이를 비교하기 위해 비빈곤이 유지되고 있는 집단을 상정하여 각 집단간 정신건강 궤적 변화에 어떠한 차이가 있는지를 살펴보고자 하였다. 연구결과는 다음과 같다.

1. 연구대상자의 일반적 특성

가. 연구대상자의 일반적 특성

연령은 신규빈곤집단이 평균 4세가량 더 높았고, 집단간 차이는 통계적으로 유의하였다(t=-4.209, p<.001). 교육수준은 두 집단 모두 고졸 미만이 더 많았으나, 신규빈곤집단의 저학력 비율이 상대적으로 더 높았고, 이러한 차이는 통계적으로 유의함을 확인하였다(χ2=101.838, p<.001). 배우자 유무는 모두 배우자 있는 경우가 더 많았으나, 신규빈곤집단이 배우자가 없는 비율이 상대적으로 더 높았고, 이러한 차이는 통계적으로 유의함을 확인하였다(χ2= 86.678, p<.001). 경제활동상태는 신규빈곤집단이 비빈곤유지 집단에 비해 보다 하위의 경제활동 상태인 비율이 상대적으로 더 높았으며, 집단간 차이는 통계적으로 유의함을 확인하였다(χ2=67.453, p<.001). 복지서비스는 신규빈곤집단이 비빈곤 유지집단보다 더 많이 받았고, 이러한 차이는 통계적으로 유의함을 확인하였다(t=-9.453, p<.001). 한편, 성별, 음주문제는 두 집단간 차이 없이 유사한 양상을 보였다<표 1>.

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표 1.
연구대상자의 집단간 특성 차이(1차년도)(n=10683)
구분 영역 신규빈곤집단(빈도,%) 비빈곤유지집단(빈도,%) χ2/t
성별 남자 247(43.6) 4357(45.9) 1.189
여자 320(56.4) 5133(54.1)
연령 M(SD) 58.80(24.2) 54.4(22.1) -4.209***
교육수준 고졸 미만 424(74.8) 5034(53.0) 101.838***
고졸 이상 143(25.2) 4456(47.0)
배우자유무 배우자 없음 209(47.4) 2041(26.9) 86.678***
배우자 있음 232(52.6) 5544(73.1)
경제활동 실업, 무급가족종사, 비경제활동 274(60.5) 3934(50.7) 67.453***
일용직, 임시직, 자활 및 공공근로 110(24.3) 1254(16.2)
고용주, 상용직, 자영업자 69(15.2) 2567(33.1)
복지서비스 M(SD) .4(.8) .1(.3) -9.453***
음주문제 M(SD) .6(1.1) .5(.9) -1.444

***p<.001

나. 종속변수의 종단적 상관관계 및 기술통계

종속변수인 정신건강(우울)의 다변량 정규성 검토 결과, 왜도의 절대값이 3 미만이고, 첨도는 절대값 10 미만으로 정규성 가정이 충족됨을 확인하였다. 다음으로 정신건강의 종단적 상관관계를 살펴본 결과, 전체집단 및 각 집단별 모두 1차~13차년도까지 통계적으로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 또한 다중공선성 문제는 발견되지 않았다. 전체 집단의 정신건강(우울)수준의 평균은 1차년도 5.3점(5.6), 2차년도 5.4점(5.5), 3차년도 4.8점(4.9), 4차년도 4.5점(4.8), 5차년도 3.9점(4.7), 6차년도 3.7점(4.4), 7차년도 3.2점(4.2), 8차년도 3.3점(4.4), 9차년도 3.8점(4.5), 10차년도 3.2점(4.5), 11차년도 3.2점(4.5), 12차년도 3.1점(4.3), 13차년도 3.2점(4.4)으로 전반적으로 시간 경과에 따른 감소 양상을 보였다. 이는 임상적 우울 기준인 8.8보다는 낮은 수준이었다.

2. 분석결과

연구대상자의 정신건강 궤적 분석은 크게 무조건부 모형과 조건부모형으로 구분하여 각 단계별로 모형 적합도, 궤적분석 및 다중집단 분석, 정신건강 예측요인 파악의 순으로 분석을 시행하였다.

가. 무조건부 모형의 정신건강 궤적 모형 적합도

정신건강의 변화는 시간이 지나감에 따라 일정하게 감소하는 현상을 보이는 가운데, 13개년동안 정신건강의 변화에 급격한 영향을 줄 만한 사건이 없어 선형변화를 가정하였다. 무변화와 선형변화 모형을 비교한 결과를 <표 2>와 같이 제시하였다. 모형 적합도 분석 결과, 선형 변화의 경우 χ2값이 통계적으로 유의하나(χ2=2544.924, df=86), 대안적 절대적합지수인 RMSEA값이 .052이고, 증분적합지수들도 모두 .9이상으로 수용가능하여 무변화 모형 보다 선형변화 모형이 연구대상자의 정신건강 궤적을 잘 추정하고 있는 모형으로 선택되었다.

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표 2.
연구대상자의 정신건강궤적 모형 적합도 비교
χ2 df p값 RMSEA NFI TLI CFI
무변화 6067.816 89 .000 .079 .799 .797 .801
선형변화 2544.924 86 .000 .052 .916 .913 .918

나. 무조건부 모형 분석: 정신건강 궤적의 초기치, 변화율(연구문제 1)

연구대상자의 정신건강 궤적은 13년간 선형적 감소 형태를 보였다. 정신건강의 전체 평균의 초기값과 기울기, 개인차 변량은 모두 통계적으로 유의미하여, 1차년도에서 정신건강의 초기 평균값은 4.787점이고(p<.001), 매년 –.158만큼씩 정신건강(우울)이 감소하는 것으로 나타났다(p<.001). 변량의 초기값과 변화율을 분석한 결과, 초기 정신건강 수준이 개인에 따라 다양한 것으로 나타났고(11.823, p<.001), 변화율도 통계적으로 유의하여(.070, p<.001), 개인에 따라 정신건강이 다양하게 변화함을 알 수 있었다. 즉, 초기 정신건강에도 개인차가 있을 뿐 아니라, 시간이 지남에 따라서 더 빨리 혹은 천천히 증가하거나 혹은 감소하는 등 다양한 양상으로 변화함을 제시하고 있다. 정신건강의 초기값과 변화율의 부적 상관관계가 통계적으로 유의하여(r=-.552, p<.001), 초기 정신건강(우울)이 높은 사람일수록 시간의 경과에 따라 정신건강(우울) 수준이 낮은 사람에 비해 상대적으로 빠른 속도로 정신건강(우울)이 감소하는 현상을 확인하였다.

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표 3.
연구대상자의 정신건강 궤적 추정치
Estimate S.E. C.R.
평균
초기값 4.787 .044 109.030***
변화율 -.158 .004 -36.550***
초기값과 변화율의 상관 -.552 .022 -25.298***
변량
초기값 11.823 .256 46.141***
변화율 .070 .003 27.879***

***p<.001

다. 무조건부 모형의 다중집단 분석: 신규빈곤진입 여부에 따른 정신건강 궤적의 차이(연구문제 2)

정신건강 궤적이 신규빈곤진입 여부에 따라 동질 및 이질 여부를 판단하기 위해 무조건부 모형에 대한 다중집단분석을 실시하였다. 그 결과, 집단간 차이가 유의하여, 각 집단별로 정신건강 궤적의 차이가 있는 것으로 나타났다(χ2=2126.132, df=2, p<.001). 각 집단별 모형적합도는 각각 수용가능한 모형적합도를 보였다. 신규빈곤진입 여부에 따른 정신건강 궤적의 차이 분석 결과, 신규빈곤진입 집단은 초기 우울값이 8.741점(p<.001)에서 매년 -.312점(p<.001)씩 정신건강(우울)이 감소되는 것으로 나타났다. 초기값과 변화율간의 상관관계가 유의하여 초기 정신건강(우울)이 높을수록 시간의 경과에 따라 정신건강(우울)수준이 낮은 사람에 비해 상대적으로 빠른 속도로 우울이 감소하였다(r=-1.336, p<.001). 또한 초기값의 변량(23.505, p<.001)과 변화율의 변량(.154, p<.001)이 모두 유의하여 초기 정신건강과 이후 변화 및 속도에서 개인차가 유의하게 나타나는 것으로 분석되었고, 이에 따라 개인간 차이를 보는 조건부 모형분석이 가능하게 되었다. 비빈곤유지 집단은 초기 정신건강(우울)이 4.561점(p<.001)에서 매년 -.150점(p<.001)씩 감소되는 것으로 나타났다. 초기값과 변화율간의 상관관계가 유의하여 초기 정신건강(우울)이 높을수록 시간의 경과에 따라 정신건강 수준이 낮은 사람에 비해 상대적으로 빠른 속도로 우울이 감소하였다(r=-.473, p<.001). 또한 초기값의 변량(10.194, p<.001)과 변화율의 변량(.064, p<.001)이 모두 유의하여 초기 정신건강(우울)과 변화양상과 속도에서 유의한 개인차가 발생함을 알 수 있었고, 이를 토대로 초기값 및 변화율에서 개인간 차이를 분석할 수 있는 조건부 모형분석의 조건이 성립되었다.

다음으로 각 집단별 조건부 모형 분석을 위해 신규빈곤진입집단과 비빈곤 유지집단간의 형태동일성, 절편요인의 평균동일성, 기울기 요인의 평균동일성을 검증하였다. 형태동일성 검증 결과, χ2는 2651.617(df=172)로 통계적으로 유의하나, RMSEA값이 .037이고, TLI, CFI, NFI가 모두 .90 이상으로 형태동일성이 성립됨을 확인하였다. 다음으로 절편요인의 평균동일성을 검증한 결과, χ2는 2850.652(df=173)로 통계적으로 유의하나, RMSEA값이 .038이고, TLI, CFI, NFI가 모두 .90 이상으로 제약이 가해져도 모형 1에 비해 크게 나빠지지 않아 절편 요인의 평균 동일성이 성립됨을 확인하였다. 다음으로 기울기요인의 평균동일성을 검증한 결과, χ2는 2905.839(df=174)로 통계적으로 유의하나, RMSEA값이 .038이고, NFI, CFI가 모두 .90 이상으로 제약을 가해도 크게 나빠지지 않아 기울기요인의 평균 동일성이 성립됨을 확인하였다. 이를 통해 집단별 비교를 수행하기 위한 조건이 충족되었음을 확인할 수 있었다.

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표 4.
신규빈곤진입 여부에 따른 무조건부 모형의 정신건강 궤적 추정치
Estimate S.E. C.R.
신규빈곤진입 집단 평균 ▪집단간 차이 유의도: χ2=2126.132, df=2, p<.001
초기값 8.741 .258 33.903***
변화율 -.312 .027 -11.745***

초기값과 변화율의 상관 -1.336 .188 -7.100***

변량
초기값 23.505 2.085 11.275***
변화율 .154 .022 7.045***

비빈곤 유지집단 평균
초기값 4.561 .043 106.855***
변화율 -.150 .004 -34.747***

초기값과 변화율의 상관 -.473 .021 -23.059***

변량
초기값 10.194 .235 43.363***
변화율 .064 .002 26.473***

***p<.001

라. 조건부 모형 분석: 정신건강 궤적 예측요인(연구문제 3)

연구문제 3에서는 정신건강 궤적의 예측요인을 포함하여 조건부 모형을 분석하였다. 조건부 모형의 적합도는 χ2이 2918.912(df=174)로 통계적으로 유의하나, RMSEA값이 .038이고, TLI, CFI, NFI가 모두 .90 이상으로 모형이 자료에 잘 적합함을 확인하였다. 표준화 경로계수를 중심으로 정신건강 궤적에 영향을 미치는 예측변인들을 분석한 결과는 <표 5>와 같다.

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표 5.
조건부 모형: 연구대상자의 정신건강 궤적 예측요인(전체집단)
정신건강 궤적 1차년도 예측요인 전체 집단

B S.E. C.R. std b.p
정신건강 초기치 ←성별 -1.213 .096 -12.618 -.176***
정신건강 변화율 ←성별 .060 .010 5.784 .113***
정신건강 초기치 ←연령 .049 .002 25.274 .320***
정신건강 변화율 ←연령 .001 .000 5.775 .102***
정신건강 초기치 ←교육수준 -.734 .084 -8.734 -.107***
정신건강 변화율 ←교육수준 -.009 .009 -1.004 -.017
정신건강 초기치 ←배우자 유무 -1.320 .095 -13.952 -.181***
정신건강 변화율 ←배우자 유무 .035 .010 3.465 .063***
정신건강 초기치 ←경제활동 -.245 .051 -4.817 -.064***
정신건강 변화율 ←경제활동 -.005 .005 -.922 -.017
정신건강 초기치 ←복지서비스 .651 .122 5.330 .065***
정신건강 변화율 ←복지서비스 -.031 .013 -2.365 -.040*
정신건강 초기치 ←음주문제 .563 .066 8.587 .152***
정신건강 변화율 ←음주문제 -.032 .007 -4.443 -.111***
정신건강 초기치 ←신규빈곤진입여부 3.042 .177 17.187 .208***
정신건강 변화율 ←신규빈곤진입여부 -.141 .019 -7.451 -.125***

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

성별에 따른 연구대상자의 정신건강 궤적은 초기치, 변화율 모두 유의하여, 남자보다 여자가 출발점에서 정신건강(우울) 수준이 더 높았으나(b=-.176 p<.001), 시간이 지남에 따라서 남자가 여자보다 정신건강(우울)의 감소속도가 더 느린 것을 확인하였다(b=.113, p<.001). 연령은 초기치와 변화율 각각 통계적으로 유의하여, 연령 증가에 따라 출발점에서 정신건강(우울)수준이 높았고(b=.320, p<.001), 시간 경과에 따라 연령이 높은 사람들의 정신건강(우울)감소속도가 느려져서 연령에 따른 정신건강(우울)의 격차는 시간 경과에 따라 점점 커지는 현상을 확인하였다(b=.102, p<.001). 교육수준은 초기치는 유의하였으나, 변화율은 유의하지 않았다. 학력이 더 낮은 경우가 초기 정신건강(우울)수준이 더 높았고(b=-.107, p<.001), 시간이 지남에도 그 차이가 지속되는 것으로 나타났다(b=-.017, ns). 배우자 유무는 초기치와 변화율 모두 유의하여 배우자가 없는 경우 출발점에서 정신건강(우울)수준이 더 높았으나(b=-.181, p<.001), 시간 경과에 따라 배우자가 있는 경우가 없는 경우보다 정신건강(우울)의 감소속도가 더 느린 것을 확인하였다(b=.063, p<.01). 경제활동은 초기치만 유의한 차이를 보이고 변화율은 유의하지 않았다. 경제활동수준이 가장 낮은 상태일수록 초기 정신건강(우울)수준이 더 높았고(b=-.064, p<.001), 시간이 지나도 차이가 지속되는 양상을 보였다(b=-.017, ns). 복지서비스는 초기치와 변화율 모두 유의하여, 복지서비스를 받은 경우가 출발점에서의 정신건강(우울)수준은 높았으나(b=.065, p<.001), 서비스수혜자는 13년동안에 걸쳐 상대적으로 더 빠른 속도로 정신건강(우울)이 감소하였다(b=-.040, p<.05). 음주문제는 초기치와 변화율 모두 유의하여, 음주문제가 심할수록 출발점에서의 정신건강(우울)수준은 높았으나(b=.152, p<.001), 음주문제가 있을수록 상대적으로 더 빠른 속도로 정신건강(우울)이 감소하는 것으로 나타났다(b=-.111, p<.001). 독립변인인 신규빈곤진입여부에 따라 분석한 결과, 초기치와 변화율 모두 유의하여, 비빈곤 유지집단보다 신규빈곤진입 집단이 출발점에서 정신건강(우울)수준이 높았고(b=.208, p<.001), 시간이 지남에 따라서 신규빈곤집단이 더 빠른 속도로 정신건강(우울)이 감소하는 것으로 나타났다(b=-.125, p<.001).

마. 조건부 모형의 다중집단 분석: 신규빈곤진입여부별 정신건강 궤적에 미치는 영향(연구문제 4)<표 6>

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표 6.
조건부 모형: 연구대상자의 신규빈곤여부 집단별 정신건강 궤적 예측요인
정신건강 궤적 1차년도 예측요인 신규빈곤진입집단 비빈곤유지집단 집단간 경로차이 유의도 (CR유의도)

B S.E. C.R. std b.p B S.E. C.R. std b.p
우울 초기치 ←성별 -2.125 .562 -3.781 -.218*** -1.157 .096 -12.032 -.181*** 3.869***
우울 변화율 ←성별 .182 .059 3.090 .233** .053 .010 5.132 .105*** -2.149*
우울 초기치 ←연령 .047 .011 4.388 .232*** .049 .002 24.715 .339***
우울 변화율 ←연령 .003 .001 2.934 .201** .001 .000 5.418 .101***
우울 초기치 ←교육수준 -.428 .589 -.725 -.038 -.767 .083 -9.207 -.120***
우울 변화율 ←교육수준 .047 .061 .770 .053 -.010 .009 -1.106 -.020
우울 초기치 ←배우자 유무 -1.780 .524 -3.400 -.184*** -1.258 .095 -13.217 -.184***
우울 변화율 ←배우자 유무 .131 .055 2.389 .170* .027 .010 2.639 .050**
우울 초기치 ←경제활동 -.731 .357 -2.049 -.112* -.228 .050 -4.525 -.064***
우울 변화율 ←경제활동 .033 .037 .889 .064 -.005 .005 -.996 -.019
우울 초기치 ←복지서비스 .548 .320 1.716 .091 .734 .144 5.107 .065***
우울 변화율 ←복지서비스 -.047 .033 -1.409 -.097 -.028 .015 -1.813 -.031
우울 초기치 ←음주문제 1.328 .337 3.946 .312*** .491 .066 7.430 .141 -4.025***
우울 변화율 ←음주문제 -.095 .037 -2.551 -.280* -.027 .007 -3.714 -.097

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

조건부 모형의 다중집단 분석은 예측변인들을 투입하여 집단간 다중집단분석을 실시하였다. 모형의 적합도는 χ2이 3096.574(df=326)로 통계적으로 유의하나, RMSEA값이 .028이고, NFI, CFI가 .91 이상으로 모형의 적합도가 충족되었다. 연구대상자의 정신건강 궤적의 집단별 차이의 유의정도를 확인하기 위해 제약을 가하지 않은 조건부 모형의 기저모형(χ2=3096.574, df=326, p<.001)과 두 집단간 동일하다고 제약을 가한 제약모형(χ2=3123.935, df=340, p<.001)의 χ2값의 차이가 유의한 것으로 분석되었다(△χ2=27.361, △df=14, p<.001). 즉, 집단간 차이가 없다는 귀무가설을 기각한 결과이다. 각 집단별 정신건강 수준에서 예측변인들 중 적어도 한 개 이상은 집단간 차이가 있음을 나타내고 있다. 사후검증으로 집단간 경로 차이를 분석하고자 Critical Ratio를 추정하였다1). 사후검증 결과, 총 3개의 경로에서 집단별로 유의미한 차이가 나는 것으로 나타났다.

집단간 경로차이가 나는 예측요인은 성별의 초기치와 변화율, 음주문제의 초기치에서 유의한 차이를 나타내었다. 먼저 성별의 정신건강 궤적에 대한 초기치 및 변화율의 영향력의 크기는 비빈곤집단보다 신규빈곤진입집단에서 상대적으로 더 강하게 나타났다(신규빈곤진입집단=-.218, 비빈곤집단=-.181, CR=3.869, p<.001; 신규빈곤진입집단=.233, 비빈곤집단=.105; CR=-2.149, p<.05). 즉, 두 집단 모두 출발점에서는 남자보다는 여자의 경우 정신건강(우울) 수준이 더 높았고, 시간이 갈수록 여자의 정신건강(우울)의 감소속도는 느려져 성별에 따른 정신건강의 격차는 커지는 것으로 나타났다. 성별에 따른 정신건강 궤적 변화는 비빈곤유지 집단보다는 신규빈곤집단에서 더 두드러지게 나타났다. 다음으로 음주문제가 정신건강(우울) 궤적의 초기치에 미치는 영향력은 집단간 유의한 차이가 있었고, 초기치에 대한 영향력의 크기는 신규빈곤진입 집단에서 상대적으로 더 강하게 나타났다(신규빈곤진입집단=.312, 비빈곤집단=.141, CR=-4.025, p<.001). 신규빈곤진입 집단에서는 음주문제가 심각할수록 정신건강(우울)의 문제가 높아졌고, 이러한 양상은 신규빈곤진입 집단이 비빈곤유지 집단에 비해 더 많은 영향을 받는 것으로 나타났다. 이는 신규빈곤집단에 속한 여성과 음주문제가 있는 경우가 비빈곤유지집단보다 정신건강문제에 더 취약함을 확인하는 결과로 설명할 수 있다.

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그림 2.
신규빈곤진입집단의 조건부 모형
hswr-39-4-41-f002.tif
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그림 3.
비빈곤유지집단의 조건부 모형
hswr-39-4-41-f003.tif

Ⅴ. 논의 및 결론

빈곤과 정신건강의 영향관계에서 시간의 흐름에 따른 역동적인 변화 양상을 살펴보고자 예측요인들을 포함하여 분석하였다. 특히 신규빈곤집단의 정신건강의 변화 양상을 보다 분명하게 살펴보고자 비빈곤유지집단을 비교집단으로 설정하여 두 집단의 종단적 변화를 비교분석하였다. 주요하게 도출된 네 가지 결론은 다음과 같다. 첫째, 연구대상자의 정신건강 궤적은 13년의 시간이 지나는 동안 꾸준하게 감소하였다. 즉, 연구대상자들의 정신건강은 시간이 지남에 따라 긍정적인 변화양상을 보인 것으로 해석할 수 있다. 대상은 다르지만, 본 연구와 같은 선형형태의 감소 현상은 한국복지패널을 활용한 몇몇 연구들과 일치하였다(조혜정, 서인균, 2012; 전해숙, 강상경, 2013). 우울과 같은 정신건강의 부정적인 측면이 꾸준하게 감소하는 현상에 대해서는 전해숙과 강상경(2013)은 회복력으로 설명하며, 이로 인해 부정적 영향이 감소됨을 설명하였고, Joem(2000)이현주(2013)는 부정적인 면에 대한 면역이 증가된 것과 같은 현상으로 설명하였다. 한편, 허만세(2014)는 우울 궤적 안에 존재하는 다양한 하위집단 가운데, 낮은 우울을 유지하는 집단의 편승 영향으로 인해 전체 평균감소에 영향이 나타날 가능성으로 우울 감소 현상을 설명하였다. 반면, 정은희(2015)의 연구에서는 소득과 우울의 종단관계를 함께 살펴봄으로서 우울감 수준이 높은 경우 소득의 회복이 한계를 보인다고 하였다. 본 연구에서는 우울을 중심으로 구성하여 소득과의 관계를 세부적으로 살펴보지 못하였기에 이러한 관계를 좀 더 세부적으로 살펴보기 위해서는 추가적인 연구가 필요할 것으로 보인다.

둘째, 전체적으로 정신건강이 긍정적으로 변화되는 양상을 보였으나, 그럼에도 불구하고 빈곤이 있는 경우는 여전히 정신건강의 부정적 측면이 높았다. 이는 경제적인 상황이 정신건강에 부적인 영향을 미친다는 다수의 기존 연구들의 결과와 일치하는 결과이다(Mirowsky & Ross, 1989; Aneshensel, 1992; Dohrenwend et al., 1992; Thoits, 1995; Mustillo et al., 2003; Peter et al., 2005; Koster et al., 2006; 엄태완, 2008; 최영, 2008; 성준모, 2010; 이원진, 2010; 이왕원 등, 2016).

셋째, 신규빈곤집단과 비빈곤유지집단에 따른 정신건강 수준은 각 집단별로 불평등 양상을 보이는 것으로 확인되었다. 두 집단의 정신건강이 점점 긍정적인 형태로 변해가고 있는 방향성은 일치하나, 고저의 차이는 유지되는 양상을 보였다. 즉 비빈곤유지집단과 신규빈곤집단간의 정신건강 수준의 차이가 시간이 지나도 계속 차등있게 유지되는 양상을 보여 정신건강의 불평등 양상의 고착화 현상을 확인할 수 있었다(장세훈, 2006; 강상경, 권태연, 2008). 신호성(2009)이혜숙과 임은하(2009)는 불평등이 고착화되고 ‘가난의 되물림’과 같이 세습화되는 것이 문제라고 지적하였다. 이로 인해 계층의 이동이 이루어지지 않아 결국 불평등 양상은 평행선을 그리며 지속되는 것을 지적하였다. 이를 통해 빈곤은 우울과 같은 부정적인 정신건강의 문제를 야기하는 가장 큰 원인임을 확인함과 동시에 계층간 간극을 줄이기 위한 노력이 필요함을 확인하는 결과라 할 수 있다.

넷째, 본 연구의 전체집단을 두고 정신건강 궤적 예측요인과 신규빈곤집단과 비빈곤유지집단간의 집단간차이에서의 정신건강 궤적 예측요인의 양상은 크게 달랐다. 전체 집단에서는 경제활동의 변화율을 제외하고는 모든 요인들이 정신건강궤적에 정적 혹은 부적으로 영향이 있었으나, 다집단분석을 통해서는 성별과 음주문제만 유의한 차이점이 있었다. 즉, 신규빈곤집단은 비빈곤유지 집단에 비해 정신건강에 취약한 상태로 특히 성별과 음주문제가 신규빈곤집단에서 더 민감하게 작용하는 것을 확인할 수 있었다. 빈곤문제에 관해서는 성별과 음주문제에 관한 부분을 보다 집중력있게 살펴봐야하는 필요성을 제시하는 부분으로 설명할 수 있다. 성별에 관한 연구 결과는 여자가 남자에 비해 더 정신건강문제에 취약하다는 기존의 연구와 일치하는 내용이다(이용표, 2001; 김창엽, 2003; 윤명숙 등, 2008; 이상문, 2008; Melchior et al., 2013). 또한 음주문제의 경우 빈곤하지 않은 경우보다 더 정신건강에 부정적인 영향을 미치는 정도가 빈곤집단에서 더 큼을 확인할 수 있었으며, 이는 시간이 지남에 따라 유지되는 양상으로 이어져 빈곤이 지속되는 악순환을 초래할 가능성을 높여주는 현상으로 설명할 수 있다(Dohrenwend et al., 1992; Koster et al., 2006; 성준모, 2010).

이상으로 논의한 결과들을 바탕으로 빈곤대상자들의 정신건강을 위해 제시할 수 있는 실천적・정책적인 함의는 다음과 같다. 첫째, 빈곤 대상자들의 상황적 악순환의 고리를 끊기 위해 이들에 대한 정신건강 접근에 관한 보다 강화된 사회적 개입이 이루어져야 한다. 이에 저소득 편향(pro-poor)의 정책을 통한 정신건강 불평등 양상을 완화할 수 있는 정책이 요구된다(신호성, 2009). 빈곤한 대상은 개입시 정신건강에 관한 접근이 동시에 이루어져 빈곤으로 인한 정신건강의 부정적 문제가 생기지 않도록 예방적인 차원부터 접근하는 정책마련이 필요하겠다. 현재 서울시 찾아가는 동주민센터 사업과 경기도의 무한돌봄서비스와 같이 다양한 사례관리적 접근을 하고 있는 공공전달체계와 전통적 사회복지서비스 기관에서는 정신건강서비스가 빈곤개입에 있어서 중요한 역할을 하며, 이를 위한 서비스 확대가 필요함을 재고할 필요가 있다. 현재 각 지역에 설립되어 있는 정신건강복지센터를 중추기관으로 하여 사회복지의 각 영역에서 빈곤한 대상자들의 정신건강을 어떻게 접근할 것인지에 대한 개입 지원 체계 마련하고, 개입대상자의 빈곤개입 솔루션을 위한 정신건강복지센터의 역할을 확대할 필요가 있다. 빈곤개입솔루션에는 정신건강과 관련한 포괄적인 개입이 필요하나 특히 빈곤의 상황적 특성으로 인한 음주문제의 가능성이 높은만큼 음주문제 관련한 보다 세심한 개입이 이루어져야 할 것이다. 또한, 본 연구의 주요한 결과 중 하나인 빈곤여성에 대한 정신건강 문제에 대해서는 대상자의 상황적 특성을 고려한 개입이 이루어져야 할 것이다. 선행연구에서는 빈곤여성을 빈곤여성가정 중심으로 연구가 진행되었는데, 빈곤한 여성 중에는 열악한 경제적 상황과 사회적 지지의 부족으로 우울의 문제를 경험하고 있음을 설명하고 있다. 이에 빈곤여성의 경우 사회적인 지지체계, 보육제도와 강화, 안정적인 일자리 조성 등의 사회보장여건을 강화하는 정책 및 실천적 개입이 필요할 것으로 보여진다(김유심, 곽지영, 2010; 윤명숙, 김남희, 2018). 또한 정신건강의 심리적인 부분에 관한 실천으로는 빈곤여성의 우울감소에 게슈탈트 치료가 효과적이라고 제시된 바, 심리적 지원을 담당하는 기관에서는 이 치료방법을 적용하는 것도 제안할 수 있다(장경혜, 김정규, 2014).

둘째, 빈곤에 있어서 회복력에 초점을 맞춘 개입이 필요하다. 신규빈곤진입가구는 시간의 변화를 경험하면서 지속적으로 우울감이 회복되는 모습을 보여왔다. 이러한 모습에 대해서는 전혜숙과 강상경(2013)의 연구고찰에 동의하며 빈곤가구의 시간에 따른 회복력이라 생각된다. 빈곤가구는 회복력을 가지고 있다는 전제로 개입을 구성할 필요가 있다. 전반적인 개입 서비스를 구성함에 있어서, ‘다시 회복되어져 감’에 대한 방향성을 강조하고 탈 빈곤에 대한 희망을 고취하는 것이 필요할 것이다. 그동안 우울에 대한 개입은 질병의 관점에서 치료를 우선 고려하는 모습을 보여왔지만, 회복의 과정으로서 우울을 바라보고 회복을 촉진시키는 강점관점의 개입 프로그램을 확대할 필요가 있다. 탁장한(2016)의 연구에 따르면 이웃관계가 활성화 되는 것이 그들의 적응유연성(Resilience)를 확대하는데 중요한 자원이 된다고 주장하고 있다. 이처럼 우울을 질병적 개입이 아닌 자원의 확대, 관계의 회복으로 개입방안을 모색하는 것이 필요할 것으로 보인다.

셋째, 사회원인론을 배경으로 복지패널의 13년간 자료를 살펴본 결과 우울감이 회복되어져 가는 것을 확인하였으나, 신규빈곤에 진입하는 시기에서 우울감이 급격히 변화되는 모습을 관찰할 수 없었다. 다만, 신규빈곤집단과 비빈곤 집단의 우울감 차이가 지속적으로 존재하고, 신규빈곤집단의 우울감이 지속적으로 회복되어져 가는 것을 고려할 때, 우울감은 빈곤으로부터 영향을 받은 것이라 추론해본다. 만약, 우울감이 원인이라면 점진적인 회복이 꾸준히 나타나기는 어려울 것으로 보여진다. 즉, 이 결과는 간접적으로라도 사회원인론을 지지하는 연구결과라 판단된다. 이러한 결과를 바탕으로 국가는 빈곤가구에 대한 서비스를 계획함에 있어서 정신건강서비스를 강화하고, 빈곤가구에 대한 적극적인 개입을 하는 것이 정신건강을 관리하는 중요한 개입방향임을 인식할 필요가 있다.

마지막으로 본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 2차자료 활용에 따른 예측변인 선정의 제한이 있는 부분이다. 우울과 정신건강을 중심으로 한 변수선정을 넘어서 우울과 연관될 수 있는 소득, 사회경제적 이벤트 등 다양한 변수를 추가로 더 살펴볼 필요가 있다. 둘째, 예측변인은 1차년도를 기준으로 하였기에 시변예측변인들을 고려하지는 못한데에 따른 문제점이 있다. 셋째, 신규빈곤진입 집단은 샘플수의 부족으로 빈곤 진입 시점이 비일률적으로 다양하다. 종단연구 수행이 가능한 샘플 확보를 위해 2차년도 이후부터 빈곤으로 진입, 이후 빈곤이 유지되고 있는 대상자를 한 집단으로 선정할 수 밖에 없는 한계가 있었다.

Notes

1)

Critical Ratio가 1.96 이상이면 .05 수준에서 두 집단간의 차이가 유의함.

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