청년이 인식하는 소득불평등이 우울에 미치는 영향: 사회자본의 매개효과

The Impact of Perceived Income Inequality on Depression among Youth: The Mediating Effects of Social Capital

알기 쉬운 요약

이 연구는 왜 했을까?
한국사회의 소득불평등은 계속해서 사회적 이슈가 되고 있지만 청년들이 인식하는 소득불평등이 과연 이들을 우울하게 만드는가? 그리고 소득불평등이 높다고 인식할수록 청년들이 인식하는 사회적 신뢰 및 관계에는 어떠한 영향을 미치는가? 라는 질문에 대한 답을 찾지 못했다. 따라서 본 연구는 이 질문들에 대한 답을 찾기 위해서 시작하게 되었다.
새롭게 밝혀진 내용은?
본 연구는 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘청년층 생활실태 및 복지욕구 조사’에 참여한 19-34세 청년 3,018명을 대상으로 소득불평등에 대한 인식, 사회자본, 그리고 우울과의 관계를 살펴보았다. 여기서 청년의 사회자본은 우리사회에 대한 전반적인 신뢰도와 사회적 관계에서 가족, 친구, 그리고 의미있는 타인으로부터 얼마나 도움을 받을 수 있는지의 정도로 살펴보았다. 본 연구의 분석결과 청년의 사회자본은 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 관계를 의미있게 연결하는 것으로 나타났는데, 특히 청년이 인식하는 소득불평등 수준이 높을수록 우리 사회의 전반적인 신뢰도가 낮다고 인식하고 이는 결국 청년의 우울과 유의미하게 연결되어 있다는 것을 알 수 있었다.
앞으로 무엇을 해야 하나?
청년들이 우리 사회의 소득불평등 수준이 나빠진다고 인식할수록 우리 사회를 지탱하는 주요 가치인 공동체에 대한 신뢰가 낮아지고 이는 청년들을 더 우울하게 만들 수 있다. 따라서 정책적으로 소득불평등을 개선하려는 노력과 이를 통한 인식의 개선을 통해 우리 사회의 신뢰를 회복할 필요가 있다.

Abstract

Despite the growing social demand for fairness, social inequality has been widening and resulting in youth’s relative deprivation and depression. Previous studies have not addressed the impact of perceived income inequality on mental health, especially depression among youth. In addition, few studies have identified the mediating effects of social capital such as trust and social relationship between perceived income inequality and depression. Thus, this study aims to empirically examine the impact of perceived income inequality on depression mediated by social capital. The research sample consisted of 3,018 youth aged 19 – 34 years old who participated in the Survey on the Living Conditions and Welfare Needs of Youths sponsored by the Korea Institute for Health and Social Affairs (KIHASA). Bootstrapping methods and structural equation modeling were utilized to test direct and indirect relationships among perceived income inequality, social capital, and depression. Results showed that the direct relationship between perceived income inequality and depression was not significant. However, the impact of perceived income inequality on depression was significantly mediated by levels of trust. Social relationship did not have a indirect effect between perceived income inequality and depression, but it had a significant direct effect on depression. Results from this study suggest that it is necessary to discuss how to increase levels of trust and to decrease depression through addressing perceived income inequality in addition to income and employment support policy for youth.

keyword
YouthPerceived Income InequalityDepressionSocial Capital

초록

사회적 공정성에 대한 요구에도 불구하고 사회적 불평등은 더욱 확산되어 가고 있고 이는 청년의 상대적 박탈감과 우울을 유발한다. 기존의 연구들은 청년이 인식하는 소득불평등이 정신건강, 특히 우울에 미치는 영향을 살펴보지는 못하였다. 그리고 신뢰와 사회적 관계와 같은 사회자본이 소득불평등에 대한 인식과 우울의 관계에 미치는 매개효과를 살펴본 연구는 매우 드물었다. 따라서 본 연구는 청년이 인식하는 소득불평등이 사회자본을 매개로 우울에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 한다. 분석을 위한 연구대상은 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘청년층 생활실태 및 복지욕구 조사’에 응답한 19-34세 청년 3,018명이다. 소득불평등에 대한 인식, 사회자본, 그리고 우울 사이의 직접적, 간접적 관계를 분석하기 위하여 구조방정식의 부트스트래핑 방법이 활용되었다. 분석결과 소득불평등에 대한 인식이 우울에 미치는 직접적인 효과는 유의하지 않았다. 하지만 소득불평등에 대한 인식이 신뢰수준을 매개로 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 사회적 관계는 소득불평등 인식과 우울사이에서 매개효과는 없었지만 우울에는 유의미한 직접효과가 있는 것으로 나타났다. 본 연구의 결과는 청년을 위한 소득 및 취업 지원정책과 더불어 청년이 인식하는 소득불평등의 개선을 통해서 신뢰수준을 높이고 우울을 예방할 수 있는 방법에 대한 논의의 필요성을 제시하였다.

주요 용어
청년소득불평등 인식우울사회자본

Ⅰ. 서론

최근 서울연구원에서 실시한 서울 청년 불평등 인식조사 결과를 살펴보면 한국 사회의 전반적인 영역에서 불평등이 심각하다고 인식하고 있으며 반대로 공정성에 대한 인식은 부정적으로 나타났다. 특히 소득, 자산 등의 경제적 불평등을 가장 심각하게 인식하고 있고, 부모세대부터 자녀세대까지 이어지는 불평등의 세습과 부의 대물림 역시 심각하게 인식하고 있음을 알 수 있다(김승연, 최광은, 박민진, 2020). 2016년 한국사회의 기회불평등에 대한 조사를 분석할 결과 청년층은 중장년층과 달리 기회공정성에 대한 부정적 평가가 가장 높은 집단으로 나타났으며 가족 배경에 따라 자신의 현재 주관적 사회계층에 대한 인식이 크게 차이가 나타났다(김영미, 2016).

금수저, 흙수저로 표현되는 수저계급론은 한국사회에서 청년들이 경험하는 불평등에 대한 인식을 적나라하게 대변하는 현상이다. 특히 서구와 달리 한국사회는 전통적으로 벼농사 중심의 동아시아 문화권에서 독특한 협업과 경쟁의 문화 그리고 그 안에서 남들과 비교하는 문화를 내재해왔기 때문에 불평등과 공정이라는 이슈에 대해서 더욱 민감하게 반응한다(이철승, 2021). 따라서 실제적으로 소득의 절대액도 중요하겠지만 남들과 비교하여 나의 소득 및 경제적 수준이 낮다고 인식할수록 상대적 박탈감과 심리적 스트레스 등을 경험할 수 있다. 청년들의 불평등 인식이 중요한 또 다른 이유는 객관적인 소득지표 혹은 지니계수와 같은 집합적인 수준의 거시 지표 등은 불평등한 청년세대의 현재 상황을 정확히 대변해주지 못한다는 것이다. 반면 불평등에 대한 인식은 불평등한 현실에 대한 개인의 복합적이고 다차원적인 평가가 포함되었다는 점에서 현실을 좀 더 잘 반영할 수 있는 지표가 될 수 있다(황선재, 계봉오, 2018, p.7).

2016년 정신질환실태 조사에 따르면 주요 우울장애 일 년 유병율이 18세 이상 30대 미만에서 가장 높은 비율로 나타나고 있고, 우울을 포함한 기분장애의 비율도 20-30대에서 가장 높은 비율로 나타났다(홍진표, 2017). 최근에 실시된 2020년 국민정신건강 실태조사 결과에서도 연령별 우울감 정도에서 20대 청년들의 우울감이 가장 높았고, 30대 청년은 두 번째로 높게 나타났다(보건복지부, 2021). 40대 이상의 중장년보다 20-30대 우울감이 상대적으로 그리고 지속적으로 높다는 것은 우리사회가 청년들의 정신건강에 좀 더 관심을 기울일 필요가 있음을 보여준다. 구혜란과 구서정(2019) 연구에서 청년세대에게 마음의 가장 중심적인 정서로 우울감이 나타났고, 이러한 우울감은 화남, 분노의 감정과 강하게 연결되어 지는 것을 특징으로 하고 있다. 특히 타인과의 비교성향은 우울감 및 불안감과 정적인 관계가 있는 것으로 나타났다.

기존의 청년 우울에 대한 선행연구들은 주로 소득, 부채, 고용형태 등에 초점을 둔 연구들이 대다수였다. 가령, 청년의 일정 수준 이상의 과부담 부채를 보유한 경우 우울감이 증가하는데, 특히 부모 순자산 하위 10%의 저소득 가구 청년에게서 부채액의 증가에 따라 우울이 유의미하게 증가하는 것으로 나타났다(하랑경, 심혜원, 김강희, 박신아, 2020, p.315). 청년층의 고용상태와 우울의 관계를 보면 실업이 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(송인한, 이경원, 정집훈, 2019; 장재윤, 장은영, 김범성, 노연희, 이지영, 한지현, 2004). 청년근로자의 고용형태와 차별경험도 우울 및 불안에 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 정규직 근로자에 비해 비정규직 근로자가 그리고 일과 관련하여 차별을 경험할수록 우울 및 불안장애를 경험할 가능성이 유의미하게 높은 것으로 나타났다(정세정, 2016).

청년세대 내 불평등이 사회적 이슈임에도 불구하고 청년들이 인식하는 불평등에 초점을 두고 건강과의 관계를 살펴본 연구는 부족하였다. 특히 청년들이 인식하는 소득불평등이 우울에 미치는 영향을 신뢰 및 사회적 관계를 포함하는 사회자본의 매개효과를 통해서 살펴 본 연구는 찾아보기 힘들었다. 소득불평등과 사회자본의 관계에 대한 기존 국내외 연구들을 살펴보면 지니계수, 객관적인 소득분위와 같은 집합적 지표를 이용한 국가 간 비교연구를 통해서 소득불평등이 신뢰, 사회참여와 같은 사회자본에 부정적인 영향을 미친다는 것을 보여주었다(Kawachi, Kennedy, Lochner, & Prothrow-Stith, 1997; Putnam, 2000; Uslaner, 2002; 정갑영, 김동훈, 2019; 황선재, 2015). 하지만 이러한 거시수준의 연구들은 한 국가 내에서 청년들이 인식하는 소득불평등과 사회자본의 관계를 직접적으로 고려하지 않았다는 점에서 본 연구와 차이가 있다.

사회자본은 건강을 결정하는 주요한 사회적 결정인자(social determinant)로 인식되어져 왔다(Cohen, Doyle, Skoner, Rabin, & Gwaltney, 1997; Stansfeld, Fuhrer, & Shipley, 1998). 정신건강과 관련해서도 한 연구에서 사회적 신뢰와 사회적 지지관계와 같이 긍정적인 사회자본이 많을수록 우울이 유의미하게 낮고 중증 우울증으로의 발병위험률도 낮은 것으로 나타났다(Forsman, Nyqvist, Schierenbeck, Gustafson, & Wahlbeck., 2012; Fujiwara & Kawachi, 2008). 국내 연구들에서도 사회자본과 우울은 유의미한 부적관계를 보이는 것으로 나타났다. 하지만 주로 노인을 대상으로 한 연구들(김진현, 2016; 이홍직, 2009; 최미영, 2008)과 아동・청소년을 대상으로 한 연구들(김연희, 김선숙, 2008; 홍봉선, 2013)이어서 상대적으로 20-30대에 해당하는 청년의 사회자본과 우울의 관계를 살펴 본 연구들은 부족하였다.

기존의 선행연구들을 종합해보면 소득불평등과 사회자본, 그리고 사회자본과 우울과의 관계가 있는 것을 알 수 있다. 하지만 이 관계에서 사회자본의 핵심요소인 신뢰와 사회적 관계를 매개변수로 포함하여 하나의 연구모형에서 분석한 연구는 찾아보기 힘들었다. 따라서 본 연구는 기존 연구와는 달리 청년이 인식하는 소득불평등, 사회자본, 그리고 우울간의 관계를 구조방정식의 통합모형으로 동시에 분석하여 이들 변수들 간의 직・간접적인 효과를 살펴보고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 사회자본 개념 및 건강과의 관계

사회자본은 사람들 사이의 다양한 사회적 관계망을 통해서 공유되는 자원으로 공동체 내에서 이웃 혹은 지역사회에서의 신뢰와 결속력의 정도를 측정되어진다(Bourdieu, 1986; Putnam, 1993). 또한 사회자본은 사회적 관계를 통해서 형성되는 기대감, 신뢰, 상호호혜성을 포함하는 개념으로 특히 신뢰를 바탕으로 가족, 친구, 지역사회 구성원들을 포함한 사회적 관계에 대한 인식과 호혜성의 정도가 중요한 요소가 된다(Coleman, 1988; Grootaert & Bastelaer, 2002; Putnam & Gross, 2002). 사회자본은 크게 개인이 관계하는 사회적 관계의 크기와 사회적 관계에서 상호작용의 질적인 부분으로 분류할 수 있다. 우선, 사회적 관계의 크기는 개인이 얼마나 많은 사람들과 만나는지 그 빈도와 강도로 표현되는 것으로 구조적 사회자본을 나타낸다. 다음으로 사회적 관계에서 상호작용의 질적인 부분은 개인을 둘러싼 가족, 친구, 이웃을 포함한 사회적 관계에서 인식하는 신뢰, 지지 및 호혜성 정도로 인지적 사회자본을 나타낸다(Harpham, Grant, & Thomas, 2002; Ziersch, Baum, MacDougall, & Putland, 2005). 본 연구에서는 청년들이 인식하는 소득불평등, 사회자본, 그리고 우울감 사이의 관계를 살펴보기 위하여 사회자본의 요소 가운데 인지적 측면이라 할 수 있는 사회적 관계에서의 신뢰 및 지지에 초점을 두고자 한다.

사회자본은 건강에 대한 주요한 사회적 결정인자로서 인식되어져 왔는데, 개개인의 사회자본에서의 차이는 건강에서의 차이를 유발한다. 기존의 연구들에 따르면 사회적 관계를 통해서 사회자본을 많이 가진 사람들이 그렇지 않은 사람에 비하여 일반적으로 보다 나은 건강상태를 유지하는 것으로 나타났다. 예를 들어 18세에서 55세에 해당하는 건강한 성인들 276명을 대상으로 한 연구에서 사회적 관계 수준이 높을수록 감기와 같은 질환에 덜 걸리는 것으로 나타났고(Cohen, Doyle, Skoner, Rabin, & Gwaltney, 1997), 33세에서 55세 성인을 대상으로 한 종단적 연구에서는 낮은 사회적 지지와 부정적인 관계는 정신건강 유병율을 높이는 것으로 나타났다(Stansfeld, Fuhrer, & Shipley, 1998). 또한 사회자본 가운데 사회적 신뢰수준은 사망률과 밀접한 연관이 있는데, 신뢰수준이 매우 낮은 지역들에서 사망률이 높게 나타났다(Kawachi, Kennedy, Lochner, & Prothrow-Stith, 1997, p.1494). 사회자본, 소득불평등, 그리고 코로나 19관련 사망률 사이의 관계를 국가 간 비교분석한 최근 연구에서도 사망률은 소득불평등과 낮은 사회적 신뢰와 관련이 있고, 반대로 시민참여를 통한 사회자본은 사망률과 부적인 관계를 나타났다. 이러한 현상은 경제적 불평등 수준이 높고 사회자본이 부족한 국가들에서 두드러지게 나타났다(Elgar, Stefaniak, & Wohl, 2020). 국내 연구들의 경우 만 19세 이상 성인을 대상으로 한 연구(이진향, 팽기영, 김장락, 정백근, 박기수, 2012)에서 사회적 신뢰수준이 높을수록 주관적 건강상태가 좋은 것으로 나타났고, 만 65세 이상 노인을 대상으로 한 연구(김진현, 2016)에서도 사회적 신뢰수준과 주관적 건강상태는 정적인 관계로 나타났으며, 특히 사회자본이 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향에서 사회적 신뢰는 주관적 건강상태가 악화되는 것을 지연시켜주는 효과가 있었다.

2. 소득불평등과 사회자본

소득불평등은 사회적 신뢰와 시민참여와 같은 사회자본의 형성에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다(Uslaner, 2002). 소득불평등과 사회자본은 일반적으로 부적인 상관관계를 가지는 것으로 알려져 있다. 즉, 지니계수가 높은 불평등한 국가일수록 신뢰, 호혜성, 네트워크를 바탕으로 한 사회적 자본 지수는 낮은 것으로 나타났다(정갑영, 김동훈, 2019). 소득불평등은 사회적 불평등과 계층화를 심화시키고 이는 결국 사회적 신뢰와 연대감을 감소시키는 요인이 된다(Kawachi et al., 1997; Putnam, 2000). 즉, 사람들은 소득을 기준으로 자신과 유사한 수준의 사람들과 계층을 이루고 그 안에서 동질감과 신뢰를 쌓는 경향이 있기 때문에 소득불평등이 증가할수록 소득수준에 따른 차별과 배제가 증가하고 사회적 신뢰 및 연대감이 낮아진다는 것이다. 한국을 포함한 22개 주요 선진국 자료를 분석한 결과에서도 소득불평등이 높은 국가일수록 사회적 신뢰수준이 낮고 사회문제와 사회적 위험의 수준은 높은 것으로 나타났다(황선재, 2015, pp.14-15). 세계가치조사(World Value Survey)와 유럽가치조사(Europe Value Survey)자료에 있는 34개 OECD 가입 국가들을 대상으로 살펴본 연구에서도 소득불평등에 대한 인식은 개인들 간의 신뢰뿐만 아니라 정부에 대한 신뢰에도 영향을 미치는데, 소득불평등이 증가할수록 정부에 대한 신뢰가 하락하는 것으로 나타났다(금현섭, 백승주, 2015, p.28). 거시적 수준에서 국가 간 소득불평등 수준과 사회자본의 관계를 살펴본 연구들이 다수를 이루고 있지만 미시적 수준에서 개인이 소득불평등에 대해 가지는 인식과 사회자본의 관계를 살펴 본 연구들도 일부 있었다. 만 15세 이상 가구원을 대상으로 조사된 ‘2011 서울서베이 자료’로 계층상승 가능성을 통해 불평등에 대한 인식을 살펴본 결과 계층상승 가능성이 있는 평등한 사회라고 인식할수록 사회적 신뢰에 대해서 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(이재완, 2013, p.208).

소득불평등은 신뢰뿐만 아니라 사회적 관계에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다. 소득불평등은 사회적 분리를 유도하고 이는 보다 소원한 사회적 관계로 연결되어지고, 타인의 생활여건을 증진시키기 위한 행동에 부정적인 영향을 미친다(Paskov & Dewilde, 2012; Pickett & Wilkinson, 2015). 특히 인지된 소득불평등(perceived income inequality)은 타인과의 관계에서 자기인식에 영향을 미치는데, 높은 수준으로 소득불평등을 인식할수록 보다 개인주의적이고 독립적인 자기인식이 형성되고, 타인과의 상호의존적 사회관계에 대해서는 부정적인 형태로 인식한다는 것을 알 수 있었다(Sánchez-Rodríguez, Willis, & Rodríguez-Bailón, 2019, p.118). 소득불평등에 대한 인식과 사회적 관계에 대한 직접적인 관계를 살펴본 국내연구들을 찾아보기는 힘들었지만, ‘2018 서울서베이 데이터’를 활용하여 지역사회에서의 소득불평등, 계층인식 불평등 그리고 사회적 자본의 관계를 살펴본 결과 소득 및 계층인식 불평등이 높을수록 사회적 신뢰, 협력, 그리고 교류정도를 포함한 사회적 자본의 형성에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(강성익, 구자훈, 2020, p.227). 사회적 불평등에 대한 인식과 타인에 대한 보편적 신뢰 사이의 부적인 관계에서 이타적인 사회참여활동과의 상호작용이 타인에 대한 보편적인 신뢰수준에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(강철희, 이상철, 2013). 이상의 내용을 토대로 봤을 때 소득불평등에 대한 인식이 사회적 관계에서의 신뢰뿐만 아니라 지지 및 호혜적인 사회적 관계에도 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 추측해 볼 수 있다.

3. 사회자본과 우울

사회자본과 우울과의 관계를 살펴본 국외 연구들은 청소년기의 사회자본과 신뢰는 우울에 유의미한 영향을 미치고 청소년기에서 성인기로 전환되는 시점에서도 높은 신뢰수준은 우울의 발생위험을 낮출 수 있음을 보여주었다(Aslund, Starrin, & Nilsson, 2010; O’Connor et al., 2011). 25-74세의 미국성인들을 대상으로 한 연구결과를 보면 자신들의 이웃들에 대한 신뢰가 높을수록 중증 우울로 발전되는 경향이 이웃에 대한 신뢰가 낮은 집단과 비교하여 유의미하게 낮은 것으로 나타났다(Fujiwara & Kawachi, 2008). 65세 이상 노인집단에서도 친구에 대한 신뢰와 사회적 관계 수준이 높을수록 우울이 유의미하게 낮고, 연령이 높아질수록 우울에 좀 더 취약해지는 것으로 나타났다(Forsman et al., 2012).

국내 연구에서도 국외 연구결과들과 유사하게 사회자본과 우울사이의 부적관계가 있음을 알 수 있다. 우선, 아동 및 청소년을 대상으로 한 연구들은 주로 부모, 친구로의 부터의 사회적 관계를 통한 지지수준이 높을수록 우울이 감소된다는 공통점들을 보여주고 있다(김연희, 김선숙, 2008; 홍봉선, 2013). 다음으로 노인들을 대상으로 한 연구에서는 사회적 신뢰와 더불어 적극적인 사회참여 활동이 우울을 감소시키는 것으로 나타났다(이홍직, 2009; 최미영, 2008). 사회자본과 우울에 대한 종단적 관계를 살펴본 연구에서는 신뢰, 상호호혜성, 사회관계 만족도가 우울의 변화와 유의미한 관계를 맺고, 특히 낮은 수준의 신뢰는 우울이 지속될 가능성을 높이는 것으로 나타났다(김진현, 2016; Kim, Chung, Perry, Kawachi, & Subramanian, 2012). 마지막으로 노년기 신뢰와 상호호혜성 수준이 높고 사회적 관계에 대한 만족도가 높을수록 우울이 낮은 것으로 나타났고, 이는 결과적으로 자살생각까지도 낮추는 것으로 나타났다(김진현, 김혜림, 2018). 이상의 국내외 연구들에도 불구하고 청년에 초점을 두고 사회자본과 우울과의 관계를 살펴본 연구들은 많지 않았다.

4. 소득불평등, 우울, 그리고 사회자본

건강불평등에 관한 연구들을 보면 소득이 높고 축적된 자산이 많을수록 덜 우울하고, 반대로 소득과 자산 등 경제적 자원이 부족한 경우는 높은 우울증 유병률과 관계가 있는 것으로 나타났다(Dunlop, Song, Lyons, Manheim, & Chang, 2003; Kahn & Fazio, 2005; Nicholoson et al., 2008). 즉 소득과 자산 등 경제적 수준에서의 불평등이 우울과 같은 정신건강에서의 불평등과 밀접한 관련이 있다는 것이다. 소득불평등과 우울에 관한 메타분석 결과를 보면 소득불평등과 우울은 유의미한 정적 관계를 가지는 것으로 나타났다(Patel et al., 2018). 미국 전체 지역을 포괄하는 이차자료인 BRFSS (Behavior Risk Factor Surveillance System)를 통해서 살펴본 결과 지니계수가 커질수록 즉 소득불평등이 높을수록 일반적인 그리고 심각한 우울증 발병율 모두 유의미하게 높은 것으로 나타났다(Messias, Eaton, & Grooms, 2011).

지니계수와 같은 객관적인 소득불평등 지표 이외에 소득에 관한 주관적 인식도 우울에 영향을 미친다. 가령, 한국복지패널 1차와 2차 자료를 이용하여 분석한 결과 소득수준에 관계없이 가구원이 주관적으로 인식하는 소득 및 경제수준에 대한 만족도 정도가 높을수록 우울의 감소에 영향을 미치는 것으로 나타났다(성준모, 2010, p.221). 2011년 한국복지패널 자료에서 만20세 이상 가구주 5,508명을 대상으로 객관적 소득계층과 주관적 소득계층의 일치여부와 우울과의 관계를 살펴본 연구에 따르면 객관적 소득계층과 주관적 소득계층이 일치하는 집단에 비하여 주관적으로 인식하는 소득계층이 객관적 소득계층보다는 낮은 하향 불일치 집단의 우울증 유병가능성이 높았고, 반대로 객관적 소득계층보다 주관적 소득계층이 높은 집단은 우울증 유병가능성이 낮은 것으로 나타났다(박지은, 권순만, 2015, p.110). 이러한 하향 불일치는 소득불평등에 대한 인식과 관계가 있다고 할 수 있는데 상대적으로 소득이 낮다고 인식하는 사람일수록 더 우울할 가능성이 높다는 것을 의미한다. 만 19세 이상 성인 근로자 3,117명을 대상으로 한 김진현(2018) 연구에서는 주관적으로 인식하는 사회계층 이동성이 우울을 유의미하게 예측하였는데, 이는 불평등한 사회구조가 고착화되고 계층 간의 이동성이 낮은 불평등한 사회라고 인식할수록 우울이 높게 나타난다는 것을 보여주었다. 특히 정규직 근로자에 비해 상대적으로 불평등을 많이 경험하는 비정규직 근로자일수록 주관적 사회계층과 사회계층 이동성을 부정적으로 인식할수록 더 우울한 것으로 나타났다. 이상의 결과들은 결국 객관적인 소득의 차이와 더불어 소득이 분배되는 정도가 불평등하고 사회계층간의 이동성이 낮다고 주관적으로 인식하는 것도 우울에 유의미한 영향을 미칠 수 있다는 것을 보여준다.

소득불평등에 대한 인식은 우울 이외에도 삶의 만족도와 행복 등과 관련이 있을 수 있다. 전국의 만 18세 이상 성인 남녀를 대상으로 한 ‘제7차 한국종합사회조사’를 분석한 결과 소득불평등에 대한 인식과 삶의 만족도의 관계에서 소득불평등에 대한 인식이 높을수록 삶의 만족도는 낮아지는데 여기서 낮은 소득수준이 이러한 부정적 관계를 더욱 악화시키는 것으로 나타났다(장승진, 2011). ‘2014 서울서베이 도시정책지표 조사’에 응답한 만 15세 이상 가구를 분석한 결과 소득불평등에 대한 인식과 행복과의 관계에서는 소득불평등을 높게 인식할수록 행복수준은 낮아지고 이러한 인식은 계층상승 가능성에 대한 인식과 상호작용 효과를 가지는 것으로 나타났다. 특히 소득 하위 20%에 해당하는 저소득층의 경우 계층상승 가능성을 낮게 인식할수록 소득불평등이 행복에 미치는 부정적 영향이 더 강화되는 것으로 나타나 불평등에 대한 주관적 인식수준이 행복에 유의미한 영향을 미친다는 것을 알 수 있다(김현정, 2016, p.576). 이러한 연구결과들은 삶의 만족과 행복 그리고 우울과의 관계를 고려할 때 소득불평등에 대한 인식과 우울과의 관계에 대한 연구들이 부족한 상황에서 주요한 시사점을 제공해준다.

본 연구의 초점인 청년의 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 관계에서 사회자본의 매개효과를 분석한 연구들은 찾아보기 힘들었다. 대신에 유사한 구조의 선행연구들로 소득불평등의 증가는 좌절감을 높여 건강에 부정적인 영향을 미치는데, 소득불평등이 사망률에 미치는 영향은 사회자본에 의해 유의미하게 매개된다는 연구(Kawachi et al., 1997), 그리고 소득불평등은 사회자본과 통합을 약화시켜 사회적 고립, 배제를 유발하고 신뢰를 낮출 수 있다는 연구가 있었다(Buttrick & Oishi, 2017). 국내에서는 소득이 고령층의 우울에 미치는 영향에 있어서 사회적 자본은 유의미한 조절효과를 가지는데, 사회적 자본 수준이 낮은 경우 저소득이 우울에 미치는 부정적 영향을 강화되는 것으로 나타났다(김수린, 주경희, 정순둘, 2018). 이상의 선행연구들을 종합적으로 통합하여 본 연구는 기존 연구들과 달리 청년의 소득불평등에 대한 인식이 우울에 미치는 영향을 사회자본의 매개효과를 중심으로 살펴보고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구모형 및 가설

본 연구는 청년이 인식하는 소득불평등이 우울에 미치는 영향에 있어서 신뢰와 사회적 관계의 매개효과를 살펴보는 것을 목적으로 하고 구체적인 연구모형과 연구가설은 아래와 같다. 연구모형에서 네모로 표현된 것은 단일지표 문항에 해당하고 사회적 관계, 우울과 같이 타원형으로 표현된 것은 다항지표들을 가지고 있는 변수들을 나타낸다.

  • 연구가설 1. 소득불평등에 대한 인식은 우울에 유의미한 영향을 미칠 것이다.

  • 연구가설 2. 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 관계는 신뢰에 의해 유의미하게 매개될 것이다.

  • 연구가설 3. 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 관계는 사회적 관계에 의해 유의미하게 매개될 것이다.

2. 연구자료 및 대상

본 연구에서 사용된 자료는 2019년 11월부터 2020년 1월까지 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘청년층 생활실태 및 복지욕구 조사’이다. 이 자료는 청년의 삶의 주요 영역인 노동, 사회보험, 건강, 주거, 경제상황 등에 대한 실태 및 욕구를 파악하여 청년정책의 근거자료를 생산하는데 목적을 두고 수집되었으며 일반가구에 거주하는 만 19세 이상 34세 이하 남녀를 대상으로 한다. 표본설계는 이차 층화표본추출방식으로 1단계는 2018년 기준 통계청 집계구에서 확률비례계통 추출을 2단계에서는 집계구 내 가구에서 계통추출하는 방식으로 진행되었고 최종적으로 만 19세 이상 34세 이하 청년 3,018명을 포함하고 있다. 자료조사는 설문지를 활용한 대면면접조사로 이루어졌다. 본 연구에서 사용된 대상자는 ‘청년층 생활실태 및 복지욕구 조사’에 포함된 만 19세 이상 34세 이하 청년 3,018명이다.

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그림 1.
연구모형
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3. 측정도구

가. 종속변수: 우울

본 연구에서 청년의 우울수준을 측정하기 위하여 사용된 11문항의 CES-D 우울척도는 20문항으로 구성된 한국판 CES-D 척도의 축약형으로 한국복지패널에서 사용되는 축약형 CES-D와 동일하다(한국보건사회연구원, 2020). 이 우울 척도의 각 문항은 4점 척도(1-극히 드물다, 2-가끔 있었다, 3-종종 있었다, 4-대부분 그랬다)로 구성되어있다. 긍정적 상태로 해석되는 “비교적 잘 지냈다”, “큰 불만 없이 생활했다” 문항들은 역으로 코딩하여 총 11문항에 대한 우울점수의 평균을 계산하였고, 점수가 높을수록 우울한 것으로 해석하였다. 기존의 연구들(이현주, 강상경, 2009; 최병숙, 박정아, 2009; 한국보건사회연구원, 2020)에서 11개 문항의 축약형 우울척도의 문항 간 신뢰도는 .861에서 .885로 나타났고, 본 연구에서도 .871로 기존 연구들과 유사한 수준의 신뢰도를 보여주었다.

나. 독립변수: 소득불평등에 대한 인식

소득불평등은 ‘사회문제와 사회통합 실태조사(2019)’에서 사용된 사회 소득불평등 정도를 측정하는 문항을 활용하였는데 청년이 인식하는 현재 우리나라의 소득불평등 상태를 10점 척도로 측정하였다. 여기서 0점은 “현재 소득불평등 정도가 전혀 심하지 않다”로 완전 평등한 상태를 나타내고, 10점은 “현재 소득불평등 정도가 매우 심하다”로 완전 불평등 상태를 나타내어 점수가 높을수록 현재 우리나라의 소득불평등 상태가 나쁜 것을 의미한다(한국보건사회연구원, 2020). 청년의 소득불평등에 대한 인식은 단일변수로 척도의 문항 간 신뢰도를 파악하기 어려운 한계가 있었다.

다. 매개변수: 사회자본(신뢰, 사회적 관계)

본 연구에서 사용된 매개변수는 사회자본의 주요한 요소라 할 수 있는 사회적 신뢰와 사회적 관계에서의 지지 수준이다. 사회자본 이론에서 설명하는 신뢰는 개인이 직접적으로 관계하는 가족, 친구, 이웃 등 사적인 체계에서의 신뢰뿐만 아니라 자신이 소속되어 있는 공동체, 조직, 정부 등 공적인 체계에 대한 신뢰까지를 포괄하는 보편적 수준의 신뢰로 정의될 수 있다(문영주, 2011; 허용희, 박선웅, 허태균, 2017). 본 연구에서 사용된 ‘청년층 생활실태 및 복지욕구 조사’ 자료에서 제공하는 신뢰문항은 ‘사회문제와 사회통합 실태조사(2017)’에서 사용된 사회 신뢰 정도로 포괄적인 수준에서 우리사회의 전반적인 신뢰도에 대해 10점 척도(0점-전혀 믿을 수 없다 에서 10점-매우 믿을 수 있다)로 측정하였고, 점수가 높을수록 신뢰수준이 높을 것을 의미한다(한국보건사회연구원, 2020). 신뢰는 단일변수로 척도의 문항 간 신뢰도를 파악하기 어려웠다.

다음으로 사회적 관계는 Zimet, Dahlem, Zimet과 Farley(1988)이 개발한 “지각된 사회적지지 척도(Multidimensional scale of perceived social support)”로 주관적으로 인식하는 사회적 관계에서의 지지정도에 관한 총 12가지 문항으로 구성되어있다. 사회적 관계에서 지지 수준은 가족, 친구, 의미 있는 타인의 세 하위 영역으로 구성되어있고, 각 문항은 7점 척도로 “전혀 그렇지 않다(1점)” 에서 “매우 그렇다(7점)”로 측정되었다(한국보건사회연구원, 2020). 본 연구에서 사회적 관계는 가족관계 관련 4문항, 친구관계 관련 4문항, 그리고 타인과의 관계 관련 4문항을 하위척도로 분류하여 각각의 하위척도에 대한 평균값을 사용하였다. Zimet 외 (1988) 원 척도의 문항 간 신뢰도는 .85였고, 국내 연구들(조희숙, 김봉기, 이혜진, 이보영, 2010; 하주영, 2010)에서는 .92에서 .962로 나타났다. 본 연구에서는 .947로 높은 문항 간 신뢰도를 보여주었다.

라. 통제변수: 성별, 연령, 교육수준, 주관적 건강상태, 월 평균소득, 실질경험

청년의 우울에 영향을 미칠 수 있는 성별, 연령, 교육수준, 주관적 건강상태, 월 평균소득, 그리고 실직경험은 통계적으로 통제하였다. 성별은 이분형 변수(0-남성, 1-여성)로, 연령은 만 19세에서 34세에 해당하는 실제 나이로, 그리고 교육수준은 7점 척도(1-무학, 2-초등학교, 3-중학교, 4-고등학교, 5-전문대학, 6-대학교, 7-대학원)로 점수가 높을수록 교육수준이 높은 것으로 해석하였다. 주관적 건강상태는 자신이 주관적으로 인식하는 건강상태로 5점 척도(1-아주 건강하다, 2-건강한 편이다, 3-보통이다, 4-건강하지 않은 편이다, 5-건강이 아주 안 좋다)로 측정하여 점수가 높을수록 건강상태가 나쁜 것으로 측정되었다. 객관적 소득 자료인 월 평균소득은 자료의 왜도를 교정하기 위하여 로그변환 후 사용하였다. 마지막으로 실직경험은 최근 3년간 일을 그만 둔 경험이 있는지 여부를 이분형 변수(0-없음, 1-있음)로 측정하였다.

4. 분석방법

본 연구는 크게 SPSS 25버전을 통한 기술통계분석과 Mplus 7.11 버전을 활용한 구조방정식 분석을 실시하였다. 우선 연구대상자 3,018명의 인구사회학적 특성과 주요 변수들에 대한 관계를 살펴보기 위하여 기술통계분석과 상관관계 분석을 실시하였다. 기술통계분석은 비연속형 변수들은 빈도와 퍼센트로 표현하고, 연속형 변수들은 평균과 표준편차를 사용하였다. 상관관계분석은 본 연구의 주요 변수들에 해당하는 종속, 독립, 그리고 매개변수들에 대해서 피어슨 상관관계 분석을 실시하였다. 구조방정식의 분석에 앞서 본 연구에서 사용된 주요 변수들과 통제변수들에 대한 결측값을 확인한 결과 통제변수인 로그변환 월 평균소득에서만 10명의 결측치가 확인되어, 최종적인 구조방정식 통합모형에는 3,008명이 분석에 활용되었다. 구조방정식 모형은 완전정보 최대우도(full-information maximum likelihood)로 불리는 추정법을 통해서 결측치를 처리하기 때문에 결측치 발생 시 일률적 삭제(listwise deletion) 혹은 쌍별 삭제(pairwise deletion) 방식보다는 편향되지 않는 추정치를 제공(김수영, 2016)하는 것으로 알려져 있기 때문에 본 연구에서 통제변수인 로그변환 월 평균소득에서 결측치는 주요 변수들 간의 관계를 분석하는데 크게 문제되지 않았다.

구조방정식 모형은 2단계 접근법을 사용하였는데, 1단계에서는 본 연구에서 잠재변수들의 측정모형(measurement model)에 대한 검증을 실시하고, 2단계에서는 (잠재)변수들 간의 관계에 대한 구조모형(structural model)에 대한 분석을 실시하였다. 마지막으로 소득불평등에 대한 인식이 우울에 미치는 영향에서 신뢰와 사회적 관계의 다중매개효과를 살펴보았다. 본 연구에서 다중매개효과는 평행다중매개모델(multiple parallel mediator model)을 사용하였는데, 그 이유는 매개변수들인 신뢰와 사회적 관계가 사회자본 요소들이지만 상호 위계적 관계가 아니고 동시적으로 존재(배병렬, 2015)하고 있고, 각각이 서로 다른 척도로 구성되어있기 때문에 하나의 통합된 매개변수가 아닌 두 개의 다중매개변수로 구분하여 처리하였다. 다중매개효과 분석은 부트스트래핑(Bootstrapping) 방식을 통해 실시하였다. 부트스트래핑은 기존의 두 개 이상의 회귀계수의 곱으로 계산되는 소벨 테스트(sobel test) 결과가 정규성 가정을 위반해 편향된 결과를 초래할 수 있다는 한계를 극복할 수 있다(Mackinnon, Lockwood, & Williams, 2004). 본 연구는 총 5,000번의 부트스트래핑 재표집(re-sampling)을 과정을 통해서 모수추정치를 계산하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 연구대상자의 특성

연구대상자의 일반적 특성은 아래 <표 1>과 같다. 전체 연구대상자 가운데 남성이 52.1%, 여성이 47.9%이고, 교육수준의 경우 과반수의 대상자(59.7%)가 대학교 졸업 이상으로 청년가구의 학력수준은 높은 편이다. 청년의 최근 3년간 실직경험은 전체 대상자의 약 40% 정도가 경험이 있는 것으로 나타났다. 연구대상자의 평균 나이는 26세 정도(SD=4.48)로 19세에서 24세에 해당하는 청년이 전체의 37.6%를 차지하고, 25세에서 29세에 해당하는 청년은 32.7%, 그리고 30대 이상에 해당하는 청년은 29.7%로 나타났다. 주관적 건강상태는 대다수가 건강(52.5%)하거나 아주 건강(38%)한 것으로 나타났다. 월 평균소득은 전체의 42.9%가 500만원 이상의 소득이 있는 것으로 나타났고, 평균적으로 447만원(SD=240.02)으로 나타났다. 하지만 소득이 전혀 없는 청년부터 월 평균 2,000만원까지 버는 고소득 청년까지 편차가 상당히 큰 것으로 나타났다. 소득불평등에 대한 인식은 평균 6.47점으로 보통(5점) 이상으로는 평등하다고 인식하고 사회적 신뢰의 경우는 평균 5.06으로 거의 보통 수준임을 알 수 있다. 도움을 받을 수 있는 사회적 관계에 대해서는 평균적으로 5점을 넘는 수준으로 보통 이상으로 인식하고 있었다. 마지막으로 11문항의 CES-D 우울척도의 평균을 살펴보면 1.31로 우울이 평균적으로 높은 수준은 아님을 알 수 있었다.

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표 1.
연구대상자의 일반적 특성(N=3,018)
변수 N/Mean %/SD
성별 남성 1,572 52.1
여성 1,446 47.9
교육수준 초등학교 졸업 2 0.1
중학교 졸업 12 0.4
고등학교 졸업 527 17.5
전문대학 졸업 612 20.3
대학교 졸업 1,801 59.7
대학원 졸업 64 2.1
실직경험(최근 3년간) 없음 1,842 61
있음 1,176 39
연령 19세 - 24세 1,135 37.6
25세 - 29세 988 32.7
30세 이상 895 29.7
주관적 건강상태 점수 건강이 아주 안 좋다 6 0.2
건강하지 않은 편이다 50 1.7
보통이다 231 7.7
건강한 편이다 1,585 52.5
아주 건강하다 1,146 38
월 평균소득 ~ 99만원 83 2.8
100 ~ 199만원 283 9.4
200 ~ 299만원 449 14.9
300 ~ 399만원 434 14.4
400 ~ 499만원 473 15.7
500만원 이상 1,296 42.9
소득불평등 0점(완전 평등) - 10점(매우 불평등) 6.47 1.73
신뢰 0점(전혀 신뢰 못함) - 10점(매우 신뢰함) 5.06 1.75
사회적 관계(평균) 1점(전혀 없음) - 7점(매우 많음) 5.53 0.88
우울점수(평균) 1점(전혀 우울 안함) - 4점(매우 우울) 1.31 0.40

2. 주요 변수들의 상관관계

본 연구에서 사용된 종속변수, 독립변수, 매개변수들 간의 관계를 살펴보면 아래 <표 2>와 같다. 우선 종속변수인 우울의 경우 소득불평등에 대한 인식을 제외하고 신뢰와 사회적 관계 변수들과는 유의미한 부적관계를 보여주었다. 즉, 신뢰가 높고, 가족, 친구, 타인과의 사회적 관계를 통해서 받는 지지수준이 높을수록 우울 수준이 낮다는 것을 보여준다. 소득불평등에 대한 인식과 신뢰는 유의미한 부적관계로 소득불평등에 대한 인식이 높을수록 신뢰 수준은 낮다는 것을 의미한다. 마지막으로 신뢰와 사회적 관계는 유의미한 정적관계로 신뢰 수준이 높을수록 사회적 관계로부터 도움을 받을 수 있다는 인식이 높다는 것을 의미한다.

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표 2.
주요 변수들간의 상관관계
우울 소득불평등 신뢰 사회적 관계
우울 1
소득불평등 .023 1
신뢰 -.217** -.091** 1
사회적 관계 -.323** .021 .133** 1

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

3. 구조방정식 모형

가. 측정모형

구조방정식 모형을 통한 가설검증을 하기 전에 잠재변수와 관측변수 사이의 관계가 적절하게 설정되었는지를 확인적 요인분석을 통하여 살펴보았다. 본 연구에서 사회적 관계의 경우 총 12문항을 가족관계 관련(4문항), 친구관계 관련(4문항), 타인관계 관련(4문항)으로 분류하여 항목 묶기를 통해서 측정하였고, 우울의 경우 단일차원의 11개 문항으로 구성되어 임의로 2-3개의 측정변수들로 항목묶기를 하여 측정모형에 포함시켰다. 사회적 관계 요인과 달리 우울 요인은 문항묶음 당 개별문항의 개수가 정확히 일치하지 않아 총점을 사용하는 방식보다 평균을 사용하는 방식으로 묶음 당 분산의 크기를 비슷하게 맞춰서 문항묶음을 실시하였다(김수영, 2016, p.496). 이 두 변수를 중심으로 측정모형의 적합도를 살펴보면 X2(11)=157.91, p<.001로 유의하게 나타났으나 카이제곱값은 표본 수에 의해 민감하게 영향을 받기 때문에 본 연구에서와 같이 표본 수가 큰 이차자료를 활용하는 경우에는 문제가 되지 않는다. 대신에 다른 모델 적합도 지수들은 매우 좋은 것으로 나타났다(CFI=0.988, TLI=0.981, RMSEA=0.06, SRMR=0.036).

측정모형의 요인부하량, 잠재변수들의 분산, 공분산, 그리고 관측변수들의 오차분산 값은 아래 <표 3>과 같다. 표준화 요인부하량을 기준으로 잠재변수인 사회적 관계와 우울을 살펴보면 역코딩된 우울문항들의 묶음인 우울4를 제외하고는 모든 관측변수의 요인부하량이 Kline(2011)이 제시하는 기준인 0.7이상으로 수렴타당도가 있는 것으로 나타났고, 두 잠재요인간의 상관관계 역시 -0.313으로 절대값 기준으로 0.9보다 적은 값으로 변별타당도가 있는 것으로 나타났다.

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표 3.
측정모형 모수치
모수 비표준화 표준오차 표준화
요인부하
사회적 관계 가족지지 1.000 - 0.805
친구지지 1.040 0.019 0.862
타인지지 1.129 0.019 0.951
우울 우울1 1.000 - 0.797
우울2 1.104 0.022 0.874
우울3 1.033 0.021 0.858
우울4 1.033 0.036 0.526
요인분산/공분산
사회적 관계 0.635 0.024 1.000
우울 0.128 0.005 1.000
사회적 관계와 우울 -0.089 0.006 -0.313
잔차분산
가족지지 0.345 0.011 0.352
친구지지 0.237 0.009 0.256
타인지지 0.085 0.008 0.095
우울1 0.073 0.002 0.365
우울2 0.048 0.002 0.235
우울3 0.049 0.002 0.265
우울4 0.357 0.010 0.724

나. 구조모형

본 연구에서 사용된 독립변수, 매개변수, 그리고 종속변수의 구조모형에 대한 분석결과는 아래의 <표 4>와 같다. 우선, 전체적인 모형의 적합도는 표본 수에 민감하게 반응하는 카이제곱값(X2(54)=308.83, p<.001)을 제외하고는 매우 좋은 적합도 수준을 보여주었다(CFI=0.980, TLI=0.967, RMSEA=0.04, SRMR=0.027).

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표 4.
구조모형 모수치
경로계수 비표준화 표준오차 표준화
독립변수 → 매개변수
소득불평등 → 신뢰 -0.088 0.025 -0.087***
소득불평등 → 사회적 관계 0.014 0.010 0.029
매개변수 → 종속변수
신뢰 → 우울 -0.034 0.004 -0.166***
사회적 관계 → 우울 -0.117 0.010 -0.261***
독립변수 → 종속변수
소득불평등 → 우울 0.003 0.004 0.013
통제변수 → 종속변수
성별 → 우울 0.046 0.013 0.064**
연령 → 우울 0.002 0.001 0.019
교육수준 → 우울 0.000 0.008 0.000
주관적 건강상태 → 우울 0.081 0.012 0.156***
소득(로그변환) → 우울 -0.047 0.011 -0.078***
실직경험(최근 3년) → 우울 0.051 0.013 0.069***
독립(외생)변수의 분산 2.969 0.082 0.990***
설명오차 분산
신뢰 2.954 0.085 0.969***
사회적 관계 0.598 0.025 0.944***
우울 0.106 0.007 0.841***
설명력(R2)
우울 0.173

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

독립변수인 소득불평등에 대한 인식이 매개변수인 신뢰 및 사회적 관계에 미치는 영향을 살펴보면 소득불평등에 대한 인식이 높을수록 신뢰수준은 유의미하게 낮아지는 것으로 나타났다(b=-0.088, p<.001). 하지만 소득불평등에 대한 인식과 사회적 관계는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 다음으로 매개변수에서 종속변수로 가는 경로에 대한 분석결과는 신뢰(b=-0.034, p<.001)와 사회적 관계(b=-0.117, p<.001) 모두 우울을 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 즉 신뢰 및 사회적 관계를 통한 지지 수준이 높을수록 덜 우울한 것으로 나타났다. 하지만 소득불평등에 대한 인식이 우울에 미치는 직접적인 효과는 유의하지 않는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 청년들의 우울에 영향을 미칠 수 있는 성별, 연령, 교육수준, 주관적 건강상태, 월 평균소득, 그리고 실직경험을 통제변수에 포함시켜 분석하였는데, 이 가운데서는 성별(b=0.046, p<.001), 주관적 건강상태(b=0.081, p<.001), 월 평균소득(b=-0.047, p<.001), 실직경험(b=0.051, p<.001)이 우울을 유의미하게 예측하였다. 다시 말해 남성보다는 여성이, 주관적 건강상태가 나쁠수록, 최근 3년간 실직경험이 있을수록 더 우울한 것으로 나타났고, 반대로 월 평균소득이 높을수록 우울은 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 독립변수의 분산과 설명오차 분산들은 본 연구의 구조방정식 모형에 의해서 설명되어지지 않는 값으로 개인 간 차이를 나타내는데, 소득불평등, 신뢰, 사회적 관계, 그리고 우울에 대한 인식에서 청년 집단 내에서도 개인 간 유의미한 차이가 있음을 나타낸다. 마지막으로 본 연구의 구조방정식 모형을 통해서는 우울 총 분산의 17.3%(R2=0.173)가 설명되는 것으로 나타났다.

다. 매개효과 분석

본 연구의 사회자본의 매개효과 분석은 부트스트래핑 방식으로 실시되었는데, 총 5000회의 재표집 과정을 통해서 모수를 추정하였다. 매개효과에 대한 분석결과는 <표 5>에 제시하였는데, 사회자본 변수 가운데 신뢰만이 소득불평등에 대한 인식과 우울 사이의 관계를 유의미하게 매개하는 것으로 나타났다(b=0.003, p=0.002). 95% 유의수준에서 신뢰구간을 통한 검증에서도 0을 포함하고 있지 않아 통계적으로 유의함을 알 수 있다. 하지만 사회적 관계는 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 유의미한 매개효과를 보여주지 못하였고, 소득불평등에 대한 인식과 우울 사이의 직접효과는 유의하지는 않는 것으로 타났다. 전통적인 매개효과 분석방법인 Baron 과 Kenny(1986) 접근법에서는 독립변수와 종속변수 사의 유의미한 관계가 전제되어야 하지만 Rucker, Preacher, Tormala 와 Petty (2011) 연구에 따르면 독립변수와 종속변수 사이의 직접효과 혹은 총효과가 유의하지 않아도 간접효과의 유의성을 주장할 수 있다고 하였다. 이들은 실제 부트스트래핑을 통한 시뮬레이션 분석을 통해서 독립변수와 종속변수 사이의 직접적인 효과가 유의하지 않더라도 간접효과는 유의하게 나타날 수 있다는 것을 증명하였다. 특히 독립변수와 매개변수와의 관계가 독립변수와 종속변수 사이의 관계보다 더 큰 경우에 직접효과와 상관없이 간접효과가 유의미하게 나올 수 있다는 것을 보여주었다. 더불어 직접효과 혹은 총효과가 유의해야 한다는 전통적인 매개효과 분석 방법의 전제조건에 너무 제약될 필요가 없다고 주장하였다. 이러한 차원에서 본 연구에서 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 직접효과는 없었지만 사회자본 가운데 신뢰가 소득불평등에 대한 인식과 우울사이의 관계를 유의미하게 매개하는 것은 의미가 있는 결과로 해석할 수 있다.

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표 5.
부트스트래핑 매개효과 검증
간접효과 비표준화 표준오차 표준화 신뢰구간(95%)
소득불평등 → 신뢰 → 우울 0.003 0.001 0.014** [0.001 0.005]
소득불평등 → 사회적 관계 → 우울 -0.002 0.001 -0.008 [-0.004 0.001]
직접효과
소득불평등 → 우울 0.003 0.004 0.013 [-0.006 0.010]
총 효과 0.004 0.004 0.020 [-0.005 0.013]

** p <.05

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그림 2.
측정모형
hswr-41-2-83-f002.tif

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 청년이 인식하는 소득불평등이 우울에 어떠한 영향을 미치는지 그리고 소득불평등에 대한 인식과 우울의 관계에서 신뢰와 사회적 관계와 같은 사회자본은 매개효과를 가지는지를 실증적으로 분석하였다. 주요 연구가설에 대한 검증 결과를 살펴보면 다음과 같다. 첫 번째 소득불평등은 우울에 유의미한 영향을 미칠 것이다라는 가설은 본 연구에 의해 지지되지는 않았다. 이러한 결과는 소득불평등과 우울이 유의미한 정적관계를 가진다는 기존 연구들(Messias, Eaton, & Grooms, 2011; Patel et al., 2018)의 결과와는 차이가 있다. 하지만 기존 연구들은 청년을 대상으로 하지 않았고, 소득불평등을 지니계수와 같은 객관적, 집합적 지표를 사용하였기 때문에 본 연구에서처럼 소득불평등에 대한 인식과 우울의 관계와는 차이가 있을 것으로 생각된다. 국내 연구 가운데서는 소득불평등에 대한 인식과 우울의 직접적 관계를 살펴본 연구는 찾아보기 힘들었고 소득불평등에 대한 인식과 행복 혹은 삶의 만족도와 관계를 살펴본 연구들(김현정, 2016; 장승진, 2011)이 있지만 직접적 비교에는 한계가 있었다.

두 번째 소득불평등과 우울사이의 관계는 신뢰에 의해 유의미하게 매개될 것이다라는 연구가설은 본 연구의 분석결과에 의해서 지지되었다. 부트스트래핑 방식을 통해서 매개효과의 통계적 유의도를 검증한 결과 소득불평등에 대한 인식이 높을수록 신뢰수준은 낮고 이것이 결과적으로 우울을 높이는 매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 소득불평등이 증가할수록 사회적 신뢰에 부정적 영향을 미친다는 연구들(Kawachi et al., 1997; Putnam, 2000; 황선재, 2015)과 신뢰는 우울에 유의미한 영향을 미친다는 연구들(Aslund, Starrin, & Nilsson, 2010; Fujiwara & Kawachi, 2008; Kim et al., 2012; O’Connor et al., 2011; 김진현, 2016)과 부분적으로 유사한 것으로 나타났다.

세 번째 소득불평등과 우울사이의 관계는 사회적 관계에 의해 유의미하게 매개될 것이다라는 연구가설은 본 연구에서 지지되지 못하였다. 비록 본 연구에서 사회적 관계의 매개효과는 유의하지 않게 나타났지만 사회적 관계와 우울의 직접적인 관계는 여전히 유의한 것으로 나타났다. 즉 가족, 친구, 타인과의 사회적 관계를 통해서 받는 도움 혹은 지지 수준이 높을수록 우울이 낮아진다는 것으로 기존의 연구들(김연희, 김선숙, 2008; 홍봉선, 2013)과 유사한 결과를 보여주었다. 이상의 연구가설의 검증결과들을 요약하면 청년이 인식하는 소득불평등은 우울에 직접적인 영향을 가지지는 않지만 사회자본 변수 가운데 신뢰를 매개로 하여 우울에 유의미한 영향을 미친다는 것을 알 수 있었다.

본 연구는 청년들이 경험하는 소득불평등에 대한 인식이 신뢰 및 우울에 미치는 직・간접적인 영향을 살펴볼 수 있었다는데 의의가 있다. 서두에서 언급했듯이 청년들 사이에서 당연하다고 인식되는 수저계급론은 우리사회의 불평등 구조가 매우 뿌리 깊고 이것이 세대 간 지속된다는 부정적인 인식이 자리 잡고 있다는 것을 의미한다. 특히 청년실업률이 IMF 이후 최대치를 경신하고, 근로소득보다 부동산 투기를 통한 불로소득이 급격히 커지며(민선영, 2018), 노동시장에서는 정규직과 비정규직 근로자의 소득격차는 점점 더 벌어지는 불평등한 사회현실 속에서 청년들은 계속해서 상대적 불평등과 그로인한 박탈감을 경험하게 된다.

문제는 소득에 대한 상대적 불평등에 대한 인식이 높아질수록 우리사회를 지탱하는 공동체에 대한 신뢰와 믿음이 떨어진다는 것이다. 그렇다면 소득불평등에 대한 인식의 개선을 통해서 사회적 신뢰를 어떻게 유지할 것인가라는 질문을 가지게 된다. 사실 소득불평등을 개선하기 위해서는 청년들을 위한 양질의 일자리를 창출하고 노동시장에서의 차별과 배제를 줄이는 제도적 노력이 중요하다. 2030세대들에게 최근 고용시장의 불안정은 비정규직 형태의 고용의 증가와 학력 및 고용형태에 따른 임금격차를 점점 더 커지게 하고 있다. 실질적인 임금격차는 상대적 박탈감을 유발하고 소득불평등에 대한 부정적 인식으로 연결될 수 있기 때문에 시장소득의 불평등을 완화해주는 제도적 장치가 강화될 필요가 있다(여유진, 김태완, 2006). 이러한 측면에서 최근 청년들을 위한 소득지원정책들이 지차별로 다양한 청년수당의 형태로 제공되고 있다는 것은 고무적이다. 하지만 청년수당이 1회성 혹은 단기간에 선별적으로 지급되는 경향이 있어 실질적으로 청년집단 내의 불평등을 개선하는 데는 한계가 있다. ‘2016년 사회정책 욕구 및 인식조사’ 자료를 이용해 2030세대의 청년정책에 대한 태도와 영향요인을 살펴본 결과 과반수의 청년들이 청년지원정책과 일자리지원정책에 대한 지출이 현재수준보다 확대되어야 한다는 태도를 보였다. 특히 소득불평등에 대한 인식에 따라서 청년정책에 대한 태도가 차이가 나는데 현재 우리사회가 불평등하다고 생각하는 청년일수록 청년자립지원이 정부책임이라고 인식하고 정부지출을 확대해야한다고 인식하는 경향이 있는 것으로 나타났다(김영미, 2018). 따라서 소득불평등에 대한 다양한 인식을 고려하여 청년을 위한 소득지원정책들을 확대할 필요가 있다.

더불어 소득불평등에 대한 주관적 인식의 개선을 위해서는 사회적 홍보, 교육, 그리고 의사소통의 과정이 필요하다(한준, 2016). 특히 청년들이 민감하게 인식하는 사회적 공정성에 대해서 자유롭게 소통할 수 있는 시스템이 필요하고, 이를 통해서 청년들이 노력하면 좀 더 나은 삶을 살 수 있다는 사회적 이동성에 대한 믿음과 신뢰를 가지게 하는 것이 중요할 것이다. 본 연구결과에서 보듯이 신뢰가 소득불평등에 대한 인식과 우울사이에서 중요한 매개역할을 한다는 것은 소득불평등에 대한 인식의 개선을 통한 신뢰의 회복이 청년들의 정신건강에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 것을 의미한다. 하지만 반대로 신뢰가 회복되지 않는다면 지금 청년들이 경험하는 소득불평등에 대한 상대적 박탈감과 그로 인한 우울의 문제는 더 심각해질 수 있다는 것을 의미한다. 신뢰와 더불어 청년들의 사회적 관계를 통한 지지수준이 높을수록 우울이 낮아지는 것을 알 수 있었는데, 청년들을 위한 사회적지지 관계망을 높여줄 수 있도록 가족관계 개선 및 지역사회 내 청년 자조집단 모임 등의 활성화도 지속적으로 필요함을 알 수 있었다.

본 연구는 기존에 많이 다루어지지 않았던 청년집단을 중심으로 이들의 소득불평등에 대한 인식이 사회자본 요인들을 매개로 우울에 미치는 영향을 살펴봤다는 점에서 연구의 의의가 있다. 하지만 이러한 의의에도 불구하고 이차자료의 특성 상 사회자본과 관련된 상호호혜성, 사회적 규범과 같은 다양한 요소를 반영하지는 못하였다는 점과 소득불평등과 신뢰에 대한 인식이 단일문항으로 측정되어있어 구조방정식 모형에서 측정모형을 구성하는데 한계가 있었다. 그리고 횡단자료의 특성 상 역인과 관계에 대한 한계가 존재할 수 있다. 본 연구에서는 기존 연구들을 토대로 소득불평등에 대한 인식이 우울에 영향을 미치는 관계로 설정하였지만 반대로 우울이 소득불평등에 대한 인식에 영향을 미칠 수도 있다. 가령, 이웅과 임란(2014)연구에서는 박탈경험이 불평등 인식에 미치는 영향에 있어서 우울은 직・간접적인 영향을 가지는 것으로 나타났다. 마찬가지로 소득불평등과 신뢰의 관계에서도 역인과 관계가 있을 수 있다. 횡단연구에서의 이러한 한계를 극복하기 위해서는 자기회귀 교차지연 모델(autoregressive cross-lagged model) 혹은 잠재성장모델(growth curve model)을 통해서 소득불평등, 사회자본, 그리고 우울 사이의 관계를 종단적으로 분석할 필요가 있다. 따라서 추후에는 사회자본과 관련된 보다 포괄적인 변수들을 포함하여 소득불평등과 우울과의 관계를 분석하고, 패널자료를 활용하여 소득불평등, 사회자본, 그리고 우울사이의 관계가 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화하는지를 살펴볼 필요가 있을 것으로 생각된다. 소득불평등에 대한 인식이 우울에 미치는 영향의 경우 청년집단 내에서도 소득계층별로 상당한 차이가 있을 것으로 예상되기 때문에 후속 연구에서는 소득계층을 상층, 중층, 하층과 같이 소득계층으로 구분하여 그 차이를 분석할 필요가 있다. 마지막으로 본 연구에서 사용한 이차자료에서는 청년들의 실제 월 평균소득에 대한 정보는 있었지만 소득에 대해서 주관적으로 어떻게 인식하는지에 대한 자료가 부재하여 소득의 실제값과 인식값의 차이가 우울에 미치는 영향을 살펴보지는 못하였다. 따라서 추후 연구에서는 청년 소득의 실제값과 인식값의 차이를 반영하여 청년의 소득불평등에 대한 인식과 우울의 관계를 살펴볼 필요가 있을 것으로 생각된다.

References

1 

강성익, 구자훈. (2020). 지역 불평등과 사회적 자본의 분포특성 및 상관관계 분석: 서울시 권역생활권 및 자치구를 중심으로. 서울도시연구, 21(4), 217-231.

2 

강철희, 이상철. (2013). 한국인의 보편적 신뢰 영향 요인에 관한 연구: 시민의 사회참여행동과 사회적 불평등 인식의 영향력 검증. 한국사회복지행정학회, 15(4), 1-28.

3 

김승연, 최광은, 박민진. (2020). 장벽사회, 청년불평등의 특성과 과제. 서울연구원.

4 

김수린, 주경희, 정순둘. (2018). 소득이 고령층의 우울에 미치는 영향: 사회적 자본의 조절효과를 중심으로. 한국지역사회복지학, 65, 103-136.

5 

김수영. (2016). 구조방정식 모형의 기본과 확장: MPLUS 예제와 함께. 학지사.

6 

김연희, 김선숙. (2008). 사회자본이 아동 우울에 미치는 영향. 사회복지연구, 36, 103-127.

7 

김영미. (2016). 계층화된 젊음: 일, 가족형성에서 나타나는 청년기 기회불평등. 사회과학논집, 47(2), 27-52.

8 

김영미. (2018). 한국 2030세대의 청년정책에 대한 태도와 영향요인. 한국콘텐츠학회논문지, 18(5), 386-396.

9 

김진현. (2016). 사회자본과 건강행태가 노년기 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향: 저소득가구 노인과 일반가구 노인의 주관적 건강상태 궤적에 대한 비교. 노인복지연구, 71(1), 9-32.

10 

김진현. (2018). 근로자의 주관적 사회계층인식 및 사회계층 이동성과 주관적 건강 및 우울상태와의 관계: 정규직과 비정규직 근로자 집단의 비교. 보건교육건강증진학회지, 35(5), 57-68.

11 

김진현, 김혜림. (2018). 노년기 사회자본이 자살생각에 미치는 영향에 대한 연구: 우울의 매개효과를 중심으로. 인문사회 21, 9(4), 625-640.

12 

김현정. (2016). 소득불평등 인식이 행복에 미치는 영향: 계층상승 가능성의 조절효과를 중심으로. 한국정책학회보, 25(2), 559-586.

13 

구혜란, 구서정. (2019). 우울한 청년, 불안한 장년의 나라: 연결망 접근을 통해 본 세대별 마음의 형상(形象). 한국사회학, 53(2), 253-292.

14 

금현섭, 백승주. (2015). 경제적 불평등과 정부신뢰: 불평등에 대한 태도를 중심으로. 행정논총, 53(1), 1-33.

15 

민선영. (2018). 청년, 불평등 사회와 마주하다. 월간 복지동향, 231, 17-21.

16 

문영주. (2011). 사회복지조직의 사회적 자본 척도 구성과 그 적용에 관한 연구. 사회복지연구, 42(3), 381-407.

17 

박지은, 권순만. (2015). 객관적 소득계층과 주관적 소득계층의 불일치와 건강 간의 연관성: 주관적 건강과 우울을 중심으로. 보건과 사회과학, 38, 95-121.

18 

배병렬. (2015). SPSS/AMOS/LISREL/SmartPLS에 의한 조절효과 및 매개효과분석. 도서출판 청람.

19 

보건복지부. (2021). 2020년 국민 정신건강실태조사. 보건복지부 정신건강정책관.

20 

송인한, 이경원, 정집훈. (2019). 청년층 실업과 우울의 관계에서의 음주의 조절효과: 성별 차이 분석. 대한보건연구, 45(1), 59-70.

21 

성준모. (2010). 소득수준별 가구 경제요인이 우울에 미치는 영향에 대한 종단적 고찰. 한국사회복지학, 62(1), 109-132.

22 

여유진, 김태완. (2006). 한국의 소득불평등 동향과 정책방향. 보건사회연구, 26(1), 95-134.

23 

이웅, 임란. (2014). 박탈경험과 불평등인식의 관계연구: 우울의 매개효과 검증. 보건사회연구, 34(4), 93-122.

24 

이진향, 팽기영, 김장락, 정백근, 박기수. (2012). 행정구역(동・읍・면)에 따른 개인 수준의 사회적 자본과 지각된 건강수준. 한국보건교육건강증진학회, 29(2), 59-70.

25 

이재완. (2013). 계층이동 사다리가 사회신뢰에 미치는 효과에 관한 탐색적 연구. 한국사회와 행정연구, 24(3), 189-223.

26 

이철승. (2021). 쌀, 재난, 국가: 한국인은 어떻게 불평등해졌는가. 문학과 지성사.

27 

이홍직. (2009). 노인의 정신건강에 영향을 미치는 요인에 관한 연구. 사회과학연구, 25(3), 25-42.

28 

이현주, 강상경. (2009). 장애인의 스트레스, 심리사회적 자원 및 우울의 관계: 한국복지패널 장애인 부가조사를 이용하여. 정신건강과 사회복지, 33, 193-217.

29 

장승진. (2011). 행복의 정치경제학: 소득불평등에 대한 인식이 한국인들의 삶의 만족도에 끼치는 영향. 한국정당학회보, 10(2), 43-66.

30 

장재윤, 장은영, 김범성, 노연희, 이지영, 한지현. (2004). 청년실업이 정신건강에 미치는 영향에 대한 종단연구. 한국심리학회지, 23(2), 121-144.

31 

정갑영, 김동훈. (2019). 사회적 자본 지수의 계측. 한국경제학회, 12(1), 1-26.

32 

정세정. (2016). 청년근로자의 고용형태, 차별경험과 건강과의 관계에 관한 연구: 주관적 건강과 우울/불안을 중심으로. 한국사회복지조사연구, 51, 197-224.

33 

조희숙, 김봉기, 이혜진, 이보영. (2010). 사회적지지가 암 환자의 삶의 질에 미치는 영향. 한국보건교육건강증진학회, 27(4), 51-59.

34 

최미영. (2008). 노인우울에 미치는 동네효과와 사회자본의 영향에 관한 연구. 한국사회복지조사연구, 18, 25-46.

35 

최병숙, 박정아. (2009). 한국복지패널연구 자료를 기초로 주거환경과 우울감 및 자존감과의 관계 분석. 한국주거학회, 23(5), 75-86.

36 

하랑경, 심혜원, 김강희, 박신아. (2020). 청년가구의 부채부담이 우울에 미치는 영향. 보건사회연구, 40(4), 295-331.

37 

하주영. (2010). 자아존중감, 가족기능 및 사회적 지지가 대학생의 스트레스에 미치는 영향. 기본간호학회지, 17(2), 259-266.

38 

한국보건사회연구원. (2020). 청년층 생활실태 및 복지욕구조사. 한국보건사회연구원.

39 

한준. (2016). 한국의 사회이동: 현황과 배경. 현상과 인식, 40(4), 45-74.

40 

허용희, 박선웅, 허태균. (2017). 저신뢰 사회를 만드는 고신뢰 기대?: 가족확장성과 신뢰기준의 역할. 한국심리학회지: 문화 및 사회문제, 23(1), 75-96.

41 

황선재. (2015). 불평등과 사회적 위험: 건강・사회문제지수를 중심으로. 보건사회연구, 35(1), 005-025.

42 

황선재, 계봉오. (2018). 경제적 불평등 인식에 대한 경험적 연구: 한국 사례와 함의. 한국인구학, 41(4), 65-88.

43 

홍봉선. (2013). 양육경험이 있는 청소년미혼모의 사회자본과 문화자본이 우울, 불안 및 생활만족에 미치는 영향. 청소년학연구, 20(12), 43-72.

44 

홍진표. (2017). 2016년도 정신질환 실태조사 보고서. 보건복지부 & 삼성서울병원.

45 

Aslund C., Starrin B., Nilsson K. W. (2010). Social capital in relation to depression, musculoskeletal pain, and psychosomatic symptoms: a cross-sectional study of a large population-based cohort of Swedish adolescents. BMC Public Health, 10(1), 715, Article Id (doi).

46 

Baron R. M., Kenny D. A. (1986). The moderator-mediator distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182, Article Id (doi).

47 

Bourdieu P. (1986). The forms of capital, in Handbook of theory and research for the sociology of education. NY: Greenwood.

48 

Buttrick N. R., Oishi S. (2017). The psychological consequences of income inequality. Social and Personality Psychology Compass, 11, 1-12.

49 

Cohen S., Doyle, W. J. Skoner D. P., Rabin B. S., Gwaltney J. M. (1997). Social ties and susceptibility to the common cold. Journal of the American Medical Association, 277, 1940-1944, Article Id (doi).

50 

Coleman J. S. (1988). Social capital in the creation of human capital. The American Journal of Sociology, 94, 95-120, Article Id (doi).

51 

Dunlop D. D., Song J., Lyons J. S., Manheim L., Chang R. W. (2003). Racial/ethnic differences in rates of depression among preretirement adults. American Journal of Public Health, 93(11), 1945-1952.

52 

Elgar F. J., Stefaniak A., Wohl, M J. A. (2020). The trouble with trust: Time-series analysis of social capital, income inequality, and COVID-19 deaths in 84 countries. Social Science & Medicine, 263.

53 

Forsman A. K., Nyqvist F., Schierenbeck I., Gustafson Y., Wahlbeck K. (2012). Structural and cognitive social capital and depression among older adults in two Nordic regions. Aging and Mental Health, 16(6), 771-779, Article Id (doi).

54 

Fujiwara T., Kawachi I. A. (2008). prospective study of individual-level social capital and major depression in the United States. Journal of Epidemiology & Community Health, 62, 627-633, Article Id (doi).

55 

Grootaert C., Basterlaer T. V. (2002). Understanding and measuring social capital: A multidisciplinary tool for practitioners. Washington, D. C.: World Bank Publication.

56 

Harpham T., Grant E., Thomas E. (2002). Measuring social capital within health surveys: Key issues. Health Policy and Planning, 17(1), 106-111, Article Id (doi).

57 

Kahn J. R., Fazio E. M. (2005). Economic status over the life course and racial disparities in health. Journal of Gerontology: Social Sciences, 60B, S76-S84.

58 

Kawachi I., Kennedy B., Lochner K., Prothrow-Stith D. (1997). Social Capital, Income Inequality, and Mortality. American Journal of Public Health, 87(9), 1491-1498, Article Id (doi).

59 

Kim S. S., Chung Y., Perry M. J., Kawachi I., Subramanian S. V. (2012). Association between interpersonal trust, reciprocity, and depression in South Korea: A prospective analysis. PloS One, 7(1), 1-8.

60 

Kline R. B. (2011). Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). Guilford Press.

61 

Mackinnon D. P., Lockwood C. M., Williams J. (2004). Confidence limits for the indirect effect: distribution of the product and resampling methods. Multivariate Behavioral Research, 39, 99-128, Article Id (doi).

62 

Messias E., Eaton W. W., Grooms A. N. (2011). Economic Grand Rounds: Income Inequality and Depression Prevalence Across the United States: An Ecological Study. Psychiatric Services, 62(7), 710-712, Article Id (doi).

63 

Nicholson A., Pikhart H., Pajak A., Malyutina S., Kubinova R., Peasey A., Topor-Madry R., Nikitin Y., Capkova N., Marmot M., Bobak M. (2008). Socio-economic status over the life-course and depressive symptoms in men and women in Eastern Europe. Journal of Affective Disorders, 105, 125-136, Article Id (doi).

64 

O’Connor M., Hawkins M. T., Toumbourou J. W., Sanson A., Letcher P., Olsson C. A. (2011). The relationship between social capital and depression during the transition to adulthood. Australian Journal of Psychology, 63, 26-35, Article Id (doi).

65 

Paskov M., Dewilde C. (2012). Income inequality and solidarity in Europe. Research in Social Stratification and Mobility, 30(4), 415-432, Article Id (doi).

66 

Patel V., Burns J. K., Dhingra M., Tarver L., Kohrt B. A., Lund C. (2018). Income inequality and depression: a systematic review and meta-analysis of the association and a scoping review of mechanisms. World Psychiatry, 17, 76-89, Article Id (doi).

67 

Pickett K. E., Wilkinson R. G. (2015). Income inequality and health: A causal review. Social Science and Medicine, 128, 316-326, Article Id (doi).

68 

Putnam R. D. (1993). Making democracy work: Civic traditions in modern Italy. Princeton University Press.

69 

Putnam R. D. (2000). Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. NY: Simon and Schuster.

70 

Putnam R. D., Goss K. A. (2002). Democracies in Flux: The evolution of social capital in contemporary society. NY: Oxford University Press.

71 

Rucker D. D., Preacher K. J., Tormala Z. L., Petty R. E. (2011). Mediation analysis in social psychology: Current practices and new recommendations. Social and Personality Psychology Compass, 5, 359-371, Article Id (doi).

72 

Sánchez-Rodríguez A., Willis G. B., Rodríguez-Bailón R. (2019). Economic and social distance: Perceived income inequality negatively predicts an interdependent self-construal. International Journal of Psychology, 54(1), 117-125, Article Id (doi).

73 

Stansfeld S. A., Fuhrer R., Shipley M. J. (1998). Types of social support as predictors of psychiatric morbidity in a cohort of British civil servants(Whitehall II study). Psychological Medicine, 28, 881-892, Article Id (doi).

74 

Uslaner E. M. (2002). The Moral Foundations of Trust. NY: Cambridge University Press.

75 

Ziersch A. M., Baum F. E., MacDougall C., Putland C. (2005). Neighborhood life and social capital: The implications for health. Social Science and Medicine, 60, 71-86, Article Id (doi).

76 

Zimet G. D., Dahlem N. W., Zimet S. G., Farley G. K. (1988). The multidimensional scale of perceived social support. Journal of Personality Assessment, 52(1), 30-41, Article Id (doi).