사회 신뢰가 청년의 우울에 미치는 영향: 성별 차이를 중심으로
The Effect Of Social Trust On Depression Among Young Adults: Focusing On Gender Differences
Park, Chae-Rim1; Han, Chang-Keun1*
보건사회연구, Vol.43, No.1, pp.141-156, 31 March 2023
https://doi.org/10.15709/hswr.2023.43.1.141
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 우리나라 청년들의 사회 신뢰는 급격히 감소하고 있으며, 정신건강 문제는 증가하고 있다. 사회적 자본 중 사회 신뢰는 우울의 보호 혹은 위험요인이 될 수 있다고 알려져 있다. 그렇다면 한국의 증가하고 있는 청년 우울에도 사회 신뢰가 관련이 있을까? 본 연구는 한국 청년들의 사회 신뢰가 정신건강 문제 중 우울에 미치는 영향을 살펴보았으며, 이러한 차이가 성별에 따라 존재하는지 살펴보았다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 우리나라 청년층 3,018명을 대상으로 조사한 결과, 사회 신뢰는 청년의 우울에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 사회 신뢰 증가는 우울을 낮추는 것으로 나타났으며, 반대로 사회 신뢰 감소는 우울을 증가시키는 것으로 나타났다. 특히 이러한 영향은 여성 청년에게서 두드러지게 나타나, 여성 청년의 우울 감소에 사회 신뢰가 중요한 것으로 확인되었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년층의 사회 신뢰 높이기 위해 청년들이 연대하고 참여할 수 있는 다양한 온·오프라인 사회참여와 연대 활동 지원을 확대해야 하며, 특히 여성 청년이 마주하는 고용에서의 차별에 대한 문제 해결이 적극적으로 이루어져야 한다. 또한 청년을 대상으로 한 심리지원 서비스의 확대 및 여성 청년을 위한 더욱 다양한 정신건강 서비스 체계를 구축해야 한다.
Abstract
Young adults in modern society are experiencing mental health problems such as depression as they face various social difficulties. Therefore, this study investigated the effect of social trust on depression among young adults and empirically analyzed whether this effect varies by gender. The data used in this study were from young adults aged between 19 and 34. This study employed hierarchical regression analysis to confirm the effect of social trust among young adults on depression and the moderation effect of gender on the relationship between social trust and depression. The findings of this study are as follows. First, social trust has a significant and negative effect on depression. Second, the relationship between social trust and depression differs by gender. More specifically, it was found that the level of decrease in depression was greater in women. These findings suggest that social trust needs to be considered as one of the factors influencing depression among youth and that gender differences should be reflected when developing interventions regarding social trust and depression.
초록
다양한 사회적 어려움의 증가로 현대 사회 청년들은 우울과 같은 정신건강 문제를 경험하고 있다. 이에 본 연구는 사회 신뢰가 청년의 우울에 미치는 영향을 알아보고, 이러한 영향력이 성별에 따라 차이가 있는지 실증적으로 분석하였다. 연구에 사용된 자료는 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’로, 분석을 위해 19~34세인 청년층을 대상으로 선정하였다. 분석 방법으로는 위계적 회귀분석을 사용하여 청년층의 사회 신뢰가 우울에 미치는 영향을 확인한 뒤, 성별에 따른 영향력 차이를 보기 위하여 성별에 따른 조절효과를 분석하였다. 주요 연구 결과로 첫째, 청년의 사회 신뢰는 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 사회 신뢰와 우울 사이의 관계는 성별에 따라 다르며, 특히 여성에게서 사회 신뢰의 우울감 감소 효과가 더 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과는 청년 정신건강 보호를 위하여 사회 신뢰가 증가할 수 있는 대안의 필요성과 성별 차이를 반영한 제도 개선이 필요함을 보여준다.
Ⅰ. 서론
오늘날의 한국 청년들은 다양한 용어로 지칭되고 있다. 3포 세대, 5포 세대, 7포 세대를 넘어 이제 포기하는 것이 셀 수 없이 많아져 ‘N포 세대’라고 불리기도 한다. 그리고 N포 세대인 청년들은 자신들의 나라를 ‘헬조선’이라 부르고 있다(정정훈, 2016, p.136). ‘헬조선’은 ‘지옥’을 뜻하는 ‘hell’과 ‘조선시대’의 합성어로 한국 사회에서 살아가는 것에 대한 어려움을 풍자하는 단어다. 이외에도 청년들 사이에서 ‘이생망(‘이번 生은 망했다’의 줄임말)’, ‘이태백(20대 태반이 백수)’, ‘청년실신(졸업 후 실업 및 신용불량자가 된 청년)’ 등의 자조적 지칭어가 생겨나기도 했다(민선영, 2018, p.18). 이러한 명칭들 속에는 현대 한국 사회가 청년들에게는 무언가를 포기해야 하며, 절망적이고, 삶에 대한 희망을 갖기 어려운 환경이라는 의미가 내포되어 있다(안홍순, 2016, p.60).
1990년대 말 「근로기준법」 개정과 구조조정으로 인해 노동의 유연화, 저임금 일자리, 고용불안 등이 급증하게 되면서 청년 세대는 고용불안 및 저임금 근로로 work-poor 세대가 되었다(안홍순, 2016, p.60). 과거에는 대학 졸업 후 취업, 취업 후에는 결혼, 내 집 마련의 순서를 거치며 생애주기에 맞게 안정적으로 자리를 잡아갔지만, 현 청년 세대들에게 이런 공식은 더는 적용되지 않게 되면서 미래에 대한 희망을 잃고 좌절감을 느끼고 있다(김승연, 2018, p.68). 이렇듯 21세기의 청년들은 20세기의 청년들과는 다른 사회를 살고 있다. 폭압적인 정권 및 사회 부조리와 같은 거대한 기성 권력에 맞서는 저항의 주체이자 새로운 문화를 생성하는 것이 20세기 청년들의 리얼리티였다면(최성민, 2012, pp.236-237), 21세기의 청년들에게 가장 중요한 모토는 ‘생존(survival)’이 되었다(김홍중, 2015, p.181). ‘학업-직업’의 연계가 파괴되면서 청년들의 생존을 위한 경쟁은 치열해졌으며, 투쟁의 장에서 퇴출당한 자는 사회적 잉여로 전락 되기 때문에 청년들은 ‘잉여’가 되지 않기 위한 끊임없는 노력을 하게 되었다(김홍중, 2015, p.180; 정수남, 김정환. 2017, p.253). 한국 사회의 신자유주의 심화는 사회 전반에 승자독식 경쟁과 성과 지향 주의라는 자본주의적 효율성의 중요성을 강화했고(강정석, 2015, p.250), 이러한 사회 속에서 사람들은 패자가 되는 것을 ‘실패’로 받아들이게 되었다(임윤서, 안윤정, 2016, p.106). 결국 청년들은 의존할 곳 없이 살벌한 생존의 장에서 시장의 명령을 요구받게 되었다(정수남, 김정환, 2017, p.253). 이러한 ‘생존’이 필수적인 경쟁주의와 불평등이 만연한 사회는 사회자본의 핵심 요소인 사회 신뢰를 감소시킬 위험이 존재하는데, 실제 국내외 연구를 통해 이러한 경쟁사회와 사회 불평등으로 인하여 사회자본의 핵심 요소 중 사회 신뢰가 저하된다는 결과가 나타났다(강철희, 이상철, 2013, p.19; Sun et al., 2021, p.824).
사회자본이란 상호이익 증진을 위한 조정 및 협력을 촉진 시키는 네트워크, 규범, 사회적 신뢰와 같은 사회 조직의 특징을 의미하며(Putnam, 1995, p.2), 협동적인 인간관계가 개인의 삶의 다양한 측면을 개선 시키며 웰빙을 보존 및 개발한다는 점을 바탕으로 한다(Algan, 2018, p.284). 사회적 자본 중 핵심 요소인 사회 신뢰는 개인, 집단 등과 같은 상대가 정직하며, 예측할 수 있고, 호의적인 행동을 할 것이라는 가정인 심리적 상태를 의미한다(Fukuyama, 2015, p.3). 이러한 신뢰는 개인 수준에서는 타인과 상호작용하는 커뮤니티에서 다른 구성원에 대한 신뢰를 기반으로 편안함을 느낄 수 있도록 하며, 사회적 수준에서는 사회가 원활하게 작동하게 하는 필수적 요소로 개인의 웰빙 및 사회 전반에 있어 근본적으로 중요한 개념이라고 볼 수 있다(OECD, 2017, p.26).
세계의 사회적 번영을 측정하는 영국 Legatum 조사에 따르면 한국 사회는 세계번영 지수에 있어 29위라는 상대적으로 높은 순위를 차지했지만, 사회적 자본 부문에서는 147위로 하위 순위를 기록했다(Legatum, 2021). 이러한 한국 사회의 낮은 수준의 사회자본은 한국인의 삶의 질 및 행복감이 경제력과 건강수명에 비해 낮은 관계를 설명하는 핵심 요인으로 간주 되고 있다(김희삼, 2018, p.3). 한국의 사회 신뢰는 2013년부터 꾸준히 감소하게 되면서 코로나19 이후 사상 최저치로 떨어졌다. 한국행정연구원에서 진행된 ‘사회통합실태조사’(한국행정연구원, 2020)에 따르면 사회 신뢰를 의미하는 대인 신뢰도는 2020년 50.6%로, 2013년부터 진행된 조사 결과 중 가장 낮은 비율이었다. 특히 이러한 감소는 20대와 30대 사이에서 나타났는데 2013년, 20대와 30대는 각각 71.4%와 73.9%라는 높은 사회 신뢰도를 보였으며, 2020년, 20대는 44.8%, 30대는 45.6%로 급격한 감소를 보였다(KOSIS, 2022). 이러한 청년들의 낮은 사회 신뢰는 우울에 위험 요소가 될 수 있기 때문에 중요하다.
한국은 불안정한 사회적 환경 및 실업과 같은 어려움이 증가하게 되면서 청년 정신건강 문제가 증가했다. 전통적으로 우울, 불안, 화병으로 일컬어지는 생애주기별 정신건강 문제는 중년층 혹은 노년층의 문제로 일컬어졌지만, 이제는 청년들의 정신건강 문제가 더 심각한 상황이 된 것이다. 2014년부터 5년 사이 ‘정신 및 행동장애(F코드)’ 진료환자 수는 청년층을 중심으로 연평균 6.2%씩 증가했으며(김동겸, 정인영, 2021, p.3), 국민건강보험공단의 ‘연령별 우울증 진료 현황’에 따르면 20대의 우울증은 2016년 대비 2020년 증가율이 125.5%였다(뉴스데일리, 2021). 또한 보건복지부(2022, p.2)에 따르면 정신건강 지표에서 30대의 우울 점수는 6.4점으로 점수가 가장 낮은 연령대인 60대 이상보다 1.5배 높았고, 우울 위험군 비율은 27.8%로 타 연령대에 비해 월등히 높았다. 이러한 청년층의 우울은 자살 시도 및 자살로 이어지는 위험이 존재하기 때문에 더욱이 중요한 문제이다. 실제 우울은 자살의 주요 요인 중 하나로(강상경, 2010, p.91), 국내 자살자 부검 연구에서도 정신질환 중 우울장애 진단 경험이 자살과 높은 관련성이 있었다(서종한 외, 2012, p.323).
사회 신뢰는 개인의 삶의 질, 웰빙 등에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나(Jovanović, 2016, p.287; Helliwell et al., 2016, p.12), 현대 한국 사회의 청년들의 우울에 중요한 보호 혹은 위험요인이 될 수 있다. 국내 패널 연구 조사 결과, 낮은 사회 신뢰는 한국에서 신규 발병 및 장기 우울증의 독립적인 위험요인으로 나타났으며, 더 나아가 자살에도 영향을 미침이 나타났다(Kim et al., 2012, p.6; Kim et al., 2017, p.219). 이 외에도 국내외에서 사회 신뢰와 우울 및 정신건강 간의 관계에 집중한 연구들이 진행되었는데, 결과는 동일하게 사회 신뢰는 우울을 유의미하게 낮추고 정신건강을 보호하는 요임임이 발견됐다(송진영, 2015, p.184; 문유정, 2021, p.814; Fujiwara & Kawachi, 2008, p.629).
일반적으로 우울은 성별에 따라 다른 차이를 보인다는 연구 결과가 많이 존재하며, 우울증의 경우 일반 인구 중 특히 여성에게 유병률이 높다(박현용, 2021, p.2026). 한국도 마찬가지로 2022년 국민 정신건강 실태조사 결과 우울 위험군에 속하는 여성이 남성보다 높은 것으로 나타났다(보건복지부, 2022). 특히 한국 사회는 현대에 접어들며 여성들의 교육 수준과 경제 활동 참여가 증가하였으나 전통적인 가족 문화 영향으로 인하여 여성에 대한 전통적 성역할이 잔재하여 이러한 부분이 여성의 우울에 영향을 미치기도 한다(김소정, 2018, p.62). 사회 신뢰와 우울 간의 관계에서도 성차가 존재하는데, 여러 선행 연구에 따르면, 사회 신뢰와 우울 간의 관계는 남성과 비교했을 때 여성에게서 더 유의미함이 나타났다(Bojorquez et al., 2012, p.466; Bassett & Moore, 2013, p.4; Murayama et al., 2015, p.174-175). 현재 한국은 청년들의 사회 신뢰가 급격히 감소하고 있는 추세이며(KOSIS, 2022), 여성 청년이 남성 청년에 비하여 높은 우울을 보이고 있기에(김지경 외, 2018, p.181) 이러한 사회 신뢰와 우울 간의 관계에서 성별의 차이를 보는 것은 중요하다고 볼 수 있다.
현재까지 국내외로 사회적 자본과 우울에 관한 연구들이 진행되었으나, 청소년(염소림, 최유석, 2014), 혹은 중·고령자(손용진, 2010; 송진영, 2015; 문유정, 2021; Bojorquez et al., 2012; Murayama et al., 2015)를 대상으로 진행된 연구가 주를 이루거나, 특정 연령층을 대상으로 하지 않고 진행된 연구가 주를 이루었다(Fujiwara & Kawachi, 2008; Kim et al., 2012; Bassett & Moore, 2013). 국내에서 청년의 사회 신뢰를 주제로 연구가 진행되었으나, 청소년 및 청년의 저신뢰로 인한 교육 방식의 변화에 초점이 맞춰져 있어 청년의 사회 신뢰와 우울과의 관계를 파악하기 어렵다(김희삼, 2018). 또한 우울에 관하여 성별 차이를 살펴본 연구는 다수 존재하나(박현용, 2021; Salk et al., 2017), 청년의 사회 신뢰와 우울과의 관계에 있어 성별 차이를 중심으로 본 연구는 미비했다.
현재 한국 사회는 ‘저신뢰 국가’로 분류되고 있으며, 청년층의 정신건강 문제도 급증하고 있다. 이에 청년층을 대상으로 사회 신뢰와 우울 간의 관계를 파악하고, 해결방안을 제언하는 연구는 청년층의 정신건강 보호에 있어 의의가 있다. 또한, 사회 신뢰와 우울 간의 관계에 있어 성별의 조절 효과 확인을 통해 현재 청년을 대상으로 한 사회복지 실천 및 정책 현장에 있어 성별에 따른 서비스 계획과 제공의 변화에 대한 제언을 제공할 수 있다는 의의가 있다.
이에 본 연구는 ‘사회 신뢰’가 한국 청년의 우울에 어떠한 영향을 미치며, ‘성별’이 어떠한 차이를 가지는지 알아봄을 통해 청년의 사회 신뢰 증가를 위한 정책적, 실천적 함의를 제공하고자 한다. 분석을 위해서는 한국보건사회연구원의 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’ 원 데이터를 이용하였다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 청년의 우울
청년층의 우울이 지속적으로 증가하는 추세에 따라 정부는 이러한 문제 상황을 해결하기 위해 40대 이상에만 시행하던 정신건강 검사를 2030 청년 세대로까지 확대할 정도로 청년층의 우울증은 사회의 주요 문제로 인식되고 있다(오찬혁 외, 2021, p.28). ‘우울증’은 심각한 기분장애를 일컬으며, 수면, 식사, 직장 생활 등 일상생활 중 생각하고 처리하는 방식에 영향을 미치는 심각한 증상을 유발한다. 이러한 우울증은 최소 2주 동안 앞서 설명한 증상이 나타나야지만 진단이 내려진다(NIMH, 2018). 특히 청년기에 경험하는 우울은 자살 사고에 영향을 미칠 수 있으므로 더욱 위험하다(이시은, 2017, p.113). 청년층의 우울증을 초래하는 개인적 요소로는 혼인 여부, 학력, 사회경제적 취약성, 그리고 흡연과 고음주가 존재한다. 또한 지역사회의 물리적 환경에 있어 적은 긍정적 태도, 얇은 사회적 연결망이 우울 증상에 영향을 미치는 것으로 나타났다(오찬혁 외, 2021, p.38). 그러나 최근 한국 사회에서 증가하는 20대 청년의 우울증의 진단 원인은 단순히 개인적 소인이라고 보기보다, 부의 양극화와 다중 격차, 극심한 취업난, 과도한 스트레스 환경 등과 같은 우리 사회의 구조가 원인이 됨을 볼 수 있다(김지경 외, 2018, p.23).
현재 청년들의 정신건강 문제는 매우 심각한 상황으로 2014년부터 5년 사이 ‘정신 및 행동장애(F코드)’ 진료를 받은 청년층은 연평균 6.2%씩 증가하였으며, 우울증으로 병원을 찾은 20·30대 청년들의 수도 계속해서 증가하고 있음이 나타났다(김동겸, 정인영, 2021, p.3-5). 이러한 우울이 위험한 이유는 실제 우울은 자살시도 및 자살로 이어지는 위험이 존재하기 때문이다(강상경, 2010, p.91). 국내 자살자 부검 연구에 따르면 정신질환 중 우울장애 진단 경험이 자살과 높은 연관성을 보였으며(서종한 외, 2012, p.323), 한국생명존중희망재단이 발간한 『2021 자살예방백서』에 따르면 2주 이상 우울감을 경험한 성인이 우울감을 경험하지 않은 성인에 비하여 자살 사고 비율이 25%가 높았다(한국생명존중희망재단, 2021, p.175). 또한 코로나 바이러스도 청년 세대의 우울 증가에 영향을 미쳐 보건복지부(2021, p.1)의 ‘COVID-19 국민 정신건강실태조사’에 따르면 청년 세대의 우울은 전 연령대 평균에 비하여 높았으며, 우울 위험군 비율도 타 연령대와 비교했을 시 2배 이상 높음이 나타났다(Kim & Kim, 2021, p.12).
2. 사회 신뢰
과거 자본은 물질적 자본 혹은 금융 자본으로 정의되었으나, 자연자본, 지식 자본, 문화자본, 인적자본, 사회자본 등으로 종류가 확대되었다(성영애, 김민정, 2020, p.12). 이 중 사회자본이란 상호이익 증진을 위한 조정 및 협력을 촉진 시키는 네트워크, 규범, 사회적 신뢰와 같은 사회 조직의 특징을 의미한다(Putnam, 1995, p.2). Coleman은 사회자본에 대하여 네트워크에 속 개인을 위한 자원이나, 다른 자본과 다르게 개인이 ‘소유’하는 것이 아닌 ‘사회적 관계 속에서 존재’하는 것이라고 정의했다. 여기서 사회적 관계는 의무, 기대 및 신뢰, 효율적 제재가 뒷받침된 규범 등의 과정을 통해 개인에게 유용한 형태의 자본을 구성하며, 긍정적인 외부효과를 갖는 공공재의 특징을 갖고 있다(Coleman, 1988, p.119).
사회 신뢰는 사회적 자본의 핵심 요소 중 하나이며(Coleman, 1988, p.102), 사람 간의 소통에 있어 중요한 역할을 한다(성영애, 김민정, 2020, p.43). Fukuyama는 사회 신뢰를 ‘일종의 심리적 상태로 개인, 집단, 국가와 같은 상대가 예측이 가능하며, 정직하고, 호의적으로 행동할 것이라는 가정’으로 정의하며 이러한 신뢰는 모든 형태의 사회 협력에 중요함을 강조했다. 즉, 상대에 대한 신뢰가 부재할 시, 사람들은 상대를 위해 일하지 않을 것이며 이런 상황에서는 상호이익을 도모할 수 없다는 것이다(Fukuyama, 2015, p.3). 사회 신뢰를 연구한 여러 문헌에서는 사회 신뢰를 다양한 의미로 보고 있는데, 예로 사회 신뢰를 대인관계로만 보거나, 대인관계를 넘어 사회단체, 기관, 정부 혹은 정부 부처에 대한 신뢰로 함께 보는 경우도 있다(Verducci & Schröer, 2010). 국내 사회통합실태조사는 사회 신뢰를 ‘다른 개인 혹은 집단을 믿고 의지하는 것’으로 정의하며, 이러한 사회 신뢰에는 일반인에 대한 신뢰, 기관이나 제도에 대한 신뢰가 포함된다(한국행정연구원, 2020, p.11). 다양한 정의 중 본 연구는 Uslaner(2002)의 정의를 중점으로 보았으며, Uslaner에 따르면 사회 신뢰는 개인이 정보를 갖지 않은 타인에 대한 신뢰를 의미하며, 개인이 대부분의 사람들을 신뢰할 수 있는지를 중점으로 본다(Uslaner, 2002, pp.1-9). 즉, 자신과 직접적인 관계가 없는 사회 전반의 대중에 대한 신뢰라고 볼 수 있다. 이와 같은 정의의 사회 신뢰는 새로운 타인과의 상호 작용이 일상적으로 이루어지는 현대 사회에서 중요한 의미를 가지고 있다(Bekkers, 2016, p. 2).
다음과 같은 사회 신뢰는 개인의 삶을 넘어 사회적 생산성, 그리고 정부 성과에도 영향을 미치기에 더욱 중요하다고 볼 수 있다(문영세, 2019, p.58). 사회 신뢰가 높은 경우, 사회 구성원들의 자기방어 및 감시 비용이 감소하여 생산적 업무에 몰두할 수 있으며, 삶의 만족도 및 정신적 평안을 제공한다. 이러한 높은 사회 신뢰는 상호 협력과 생산적 활동을 증가시켜 사회의 생산성을 향상시키는 이점이 있으나, 사회 신뢰가 낮은 경우에는 개인의 불안 및 긴장이 증가하여 방어적 비용이 증대하고, 사회적으로 집단 갈등 및 소모적 대립 등의 막대한 사회적 비용이 증가하게 되어 생산적 발전에 부정적인 영향을 미친다(문영세, 2019, p.58). 또한 사회 신뢰는 사회적·경제적 관계에 필수 불가결한데, 실제 개인 간 신뢰와 제도에 대한 신뢰는 경제 성장, 사회적 결속 및 웰빙의 결정적인 요인으로 나타났다(Coleman, 1988, p.103; Algan, 2018, p.284). Putnam(1995)에 따르면 약한 시민사회는 서로에 대한 ‘신뢰’가 적다는 의미이며, 이러한 점은 선거 투표율에도 나타나 소극적인 민주주의로 나타나기도 했다(Putnam, 1995, pp.2-10).
3. 사회신뢰와 우울
일반적으로 우울이란 생각하는 방식, 느끼는 방식, 행동하는 방식에 부정적인 영향을 받는 의학적 질병을 의미한다(Felix, 2020). DSM-5에서는 우울증의 증상으로 일상 속 거의 모든 활동에 관한 관심이나 즐거움이 현저히 감소하며, 거의 매일 피로감이나 에너지 손실을 느끼거나, 매일 무가치감 또는 부적절한 죄책감 등을 느끼는 것으로 정의한다(DSM-5, 2013, pp.160-161). 이러한 우울은 자살 생각 및 자살 시도로 이어질 가능성을 높이기 때문에 위험한 정신건강 요소 중 하나라고 볼 수 있다(강상경, 2010, p.91; 김재우, 2018, p.113; 변은경 외, 2020, p.320). 국내 전체 성인의 자살 생각 및 자살 시도 요인 분석 연구 결과로 자살 생각 혹은 자살 시도가 존재하는 자일수록 높은 우울감이 나타났으며, 자살의 주요 요인은 우울로 나타났다(변은경 외, 2020, p.321). 또한 도시 및 농어촌에 거주하는 청년들의 자살 요인 연구 결과로 지역 구분 없이 청년들의 가장 높은 자살 요인은 우울로 나타났다(김재우, 2018, p.114). 이러한 우울에 있어 사회 신뢰는 보호 혹은 위험 요인이 된다. 사회 신뢰는 정신건강 혹은 행복에 유의미한 영향을 미치는데(문유정, 2021, p.812; 정인관, 2021, p.172; Kim et al., 2017, p.219) 특히 우울과 높은 연관이 있는 것으로 나타났다(송진영, 2015, p.184; Kim et al., 2012, p.6; Wilmot & Dauner, 2019, p.427).
사회 신뢰와 우울 간의 관계 연구에 있어 국내에서 진행된 Kim et al.(2012), 송진영(2015)의 연구 결과로 타인에 대한 신뢰가 낮은 집단은 높은 신뢰 집단에 비하여 장기 우울증 발병 비율이 47% 높았으며, 낮은 대인 신뢰는 신규 발병 및 장기 우울증의 독립적인 위험요인으로 나타났고(Kim et al., 2012, p.6), 사회 신뢰는 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(송진영, 2015, p.179). 국외에서 진행된 사회 신뢰와 우울 간의 관계 연구 결과도 동일했다. 또한, 지역사회 수준의 신뢰와 개인 신뢰로 나누어 신뢰를 조사한 결과, 지역사회 수준의 신뢰와 달리 개인 수준의 일반화된 신뢰는 우울 증상의 증가와 관련이 있었다(Adjaye-Gbewonyo et al., 2018, p.129). 미국에서는 전체 성인을 대상으로 진행된 연구에서 이웃에 대한 신뢰가 우울증 발병률 위험을 낮춤이 발견되었으며(Fujiwara & Kawachi, 2008, pp.630-631), 미혼 부모를 대상으로 한 종단 연구에서는 낮은 사회 신뢰와 지지는 우울증에 유의한 예측 변수로 발견되어, 사회적 자본 중 특히 사회적 신뢰와 지지를 증가시키는 개입의 중요성이 강조됐다(Wilmot & Dauner, 2019, p.427).
4. 신뢰와 우울 간의 성별의 조절효과
우울은 전 세계적으로 장애의 주요 원인이자 질병 부담의 주요 원인이다(WHO, 2021). 이러한 우울은 성별에 따른 차이를 보이는데, 여성이 남성에 비하여 우울 증상이나 우울증을 경험할 확률이 높으며(박현용, 2021, p.2026; Albert, 2015, p.219; Labaka et al., 2018, p.389), 이러한 차이는 적은 나이일수록 두드러지게 나타난다(Salk et al., 2017, p. 805). 각 성별에 따라 우울의 요인도 차이가 존재하였으며, 여성의 경우 사회적 지지, 신경증, 결혼 여부, 이혼, 대인관계, 결혼 만족도 등이 우울에 큰 영향을 미쳤으며, 남성의 경우 건강, 재정적, 직업적, 법적인 성격으로 인한 우울이 높았다(박재규, 이정림, 2011, pp.110-120; Kendler & Gardner, 2014, pp.431-432).
이러한 우울의 성별 차이는 사회적 자본과 우울 간의 관계에서도 나타났다. 여성의 경우, 남성에 비하여 네트워크와 사회적 지지와 같은 대인관계와 관련된 사회적 자본이 우울증에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Murayama et al., 2015, p.174; Paiva et al., 2020, p.92). 사회자본의 주요 요소인 사회 신뢰와 우울 간의 관계에서도 성별 차이가 관찰되었는데, 남성에게는 사회 신뢰와 우울 간의 관계성이 유의미하게 나타나지 않았으나, 여성에게는 유의미하다는 결과가 나타났다. 즉, 여성의 사회 신뢰가 높을수록 우울은 낮아지고, 사회 신뢰가 낮을수록 우울이 높아진다는 결과를 통해 사회 신뢰가 여성 우울의 보호 요인 혹은 위험요인임이 확인되었다(Bojorquez et al., 2012, p.466; Bassett & Moore, 2013, p.4; Murayama et al., 2015, pp.174-175).
Ⅲ. 연구 방법
2. 연구 자료 및 대상
본 연구에서 사용된 자료는 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’로, 한국보건사회연구원에서 2019년 11월부터 2020년 1월까지 대면 면접을 통해 실시된 조사이다. 본 조사는 청년층 만 19세 이상~34세 이하인 자를 대상으로 선정하였고, 300개의 집계구에서 평균 10가구를 조사하여 최종적으로 총 3,018명이 조사에 참여하였다. 또한 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’는 국내 청년들의 총체적 생활실태와 욕구를 파악하고, 이를 바탕으로 청년 대상 사회정책 개발을 위한 근거 자료를 생산하는 것을 목표로 하였다. 이에 보건복지, 사회정책 영역에서 중심으로 다루어야 하는 사회보험, 노동, 주거, 경제(소득, 재산, 생활비, 부채), 사회보험, 건강, 사회적 지지 및 관계망, 그리고 청년 정책을 조사하였다. 본 연구에서 사용된 대상자는 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’에 참여한 만 19세 이상, 34세 이하인 청년 3,018명이다.
3. 측정변수
가. 종속변수: 우울
본 연구에서 청년의 우울 수준을 측정하기 위하여 사용한 문항은 CES-D 성인 우울척도로 구성되어 있으며, ‘2017년 사회문제와 사회통합 실태조사’(한국보건사회연구원, 2017)를 기반으로 조사 목적에 맞게 수정 및 보완 작업을 거쳤다. 본 우울 척도의 각 문항은 4점 척도(1. 극히 드물다, 2. 가끔 있었다, 3. 종종 있었다, 4. 대부분 그랬다)로 이루어져 있다. 이러한 척도는 분석을 위하여 ‘1. 극히 드물다’는 ‘0’으로, ‘2. 가끔 있었다’는 ‘1’로, ‘3. 종종 있었다’는 ‘2’로, 그리고 ‘4. 대부분 그랬다’는 ‘3’으로 재코딩하였으며, 우울 상황과 반대되며, 긍정적 상황으로 해석되는 ‘비교적 잘 지냈다’와 ‘큰 불만 없이 생활했다’의 문항은 역으로 코딩하였다. 이후 총 11문항, 총합산 점수를 사용했다. 본 연구에서는 점수가 높을수록 우울이 높은 것으로 해석하였다. 해당 척도의 신뢰도를 나타내는 Cronbach’s α는 .871로 높은 수준의 신뢰도를 보였다.
나. 독립변수: 사회 신뢰
본 연구의 독립변수인 ‘사회 신뢰’는 사회적 자본의 핵심 요소 중 하나이며(Putnam, 1995, p.2), 우울에 영향을 미치는 원인이기도 하다(Fujiwara & Kawachi, 2008, pp.630-631). 본 연구에서 사회 신뢰를 측정하기 위해 사용한 ‘청년층 생활실태 및 복지 욕구 조사’는 ‘2017년 사회문제와 사회통합 실태조사’(한국보건사회연구원, 2017)를 수정 및 보완을 거쳐 재구성한 문항을 이용하였다. 본 문항은 ‘귀하는 우리 사회가 어느 정도 믿을 수 있는 사회라고 생각하십니까?’라는 질문과 함께 10점 척도로 구성되어 있다. 본 데이터의 기반이 된 2017년 사회문제와 사회통합 실태조사는 사회 신뢰에 관하여 전반적 사회 신뢰, 그리고 일반 대중에 대한 신뢰를 중점적으로 보았다. 또한 해당 데이터는 기관 혹은 제도에 관한 신뢰는 다루지 않았기에 본 연구에서 정의하는 사회 신뢰 또한 일반 대중에 대한 신뢰, 즉 일반화된 신뢰로 해석하였다. 이에 따라 Uslaner(2002)가 제시한 사회 신뢰의 정의를 따르고자 하며, 그에 따르면 사회 신뢰는 개인이 정보를 갖지 않은 타인에 대한 신뢰이며 자신과 직접적인 관계가 없는 사회 전반의 대중에 대한 신뢰이다(Uslaner, 2002, pp.1-9).
다. 조절변수: 성별
본 연구에서는 사회 신뢰와 우울 간의 관계에 있어 성별이 조절변수가 될 수 있을 것으로 예상하였다. 특히 우울은 성별에 따라 차이가 크며, 그 차이는 여성에게서 더욱 두드러지게 나타나는 경우가 많았다(Salk et al., 2017, p.808). 본 연구에서는 여성은 ‘0’으로, 남성을 ‘1’로 코딩하여 분석을 진행하였다.
라. 통제변수
우울에 유의미한 영향을 미칠 수 있는 연령, 교육 수준, 소득, 취업 여부, 건강 상태. 장애 여부, 사회적 관계망 여부, 부채 여부, 1인 가구 여부는 통계적으로 통제하였다. 성별은 이분형 변수(0-여성, 1-남성)로, 연령은 만 19에서 34세에 해당하는 나이로, 교육 수준은 재코딩을 하여 ‘무학’, ‘초등학교’, ‘중학교’, ‘고등학교’는 ‘고졸 이하’로 ‘전문대학’은 ‘전문대’로, ‘4년제 대학교’, ‘대학원’은 ‘대졸 이상’으로 나누어 코딩하였다. 교육 수준은 분석에서는 서열변수로 간주하여 분석하였다. 소득의 경우 왜도 교정을 위하여 로그 변환을 한 뒤 분석하였다. 취업 여부의 경우, 일정한 수입이 있는 것을 ‘취업’으로 정의 내려 ‘1. 수입을 목적으로 함’을 제외하고 ‘18시간 이상 무급가족종사자로 일함’, ‘직장은 있으나 일시 휴식 중’, ‘일하지 않았음’은 ‘미취업’으로 코딩하였다. 원 데이터에서는 건강 상태는 ‘아주 건강하다’가 1점으로, 본 연구에서 역코딩하여(1-건강이 아주 안 좋다, 2-건강하지 않은 편이다, 3-보통이다, 4-건강한 편이다, 5-아주 건강하다), 점수가 높을수록 건강 상태가 좋은 것으로 변환하여 이용하였다. 부채의 경우 가격 상관없이 부채가 존재하면 ‘1’, 없을 시 ‘0’으로 코딩하였다. 마지막으로, 1인 가구 여부가 우울에 영향을 미치는 중요한 변수라는 연구 결과를 바탕으로(최유정 외, 2016, p.40), 1인 가구인 청년은 ‘0’으로, 기타 가구 유형의 경우 ‘1’로 코딩하여 분석을 진행하였다. 결혼 여부의 경우 배우자 유무를 기준으로 하여, ‘청년 부부, 자녀 가구’와 ‘청년 부부가구’는 ‘0’으로 코딩하였으며, 그 외인 ‘청년 한부모, 자녀 가구’, ‘청년 독립 1인 가구 및 기타 가구’, ‘청년 비독립 1인 가구 및 기타 가구’, ‘부모 동거 청년 가구 및 기타 가구’는 ‘1’로 코딩하였다.
4. 분석 방법
본 연구는 Baron & Kenny(1986)의 위계적 회귀분석을 통한 조절 효과 검증 방법을 사용하였으며, 보다 자세한 분석 방법은 다음과 같다. 먼저, 평균, 표준편차, 빈도, 백분율 등을 포함한 기술통계 분석을 실행하여 연구 대상자인 3,018명의 인구 사회학적 특성을 살펴보았다. 둘째, 본 연구의 종속변수인 ‘우울’을 측정하는 척도의 Cronbach’s alpha 계수를 산출하여 척도의 신뢰도를 확인하였다. 셋째, 주요 변수들 간의 상관관계 분석 및 다중공선성 검증, 그리고 정규성 검증을 실행하였다. 넷째, 성별에 따라 사회 신뢰가 우울에 미치는 영향의 차이를 보기 위하여 위계적 선형다중회귀분석(Hierarchical Multiple Linear Regression)을 실시하여 조절 효과를 검증하였다. 회귀분석 전, 연속형 변수를 평균 중심화하여(mean-centering) 다중공선성의 문제를 방지하였다. 이후, 앞선 변수들 간의 다중공선성 여부 확인 및 모델 간의 설명력을 비교하였다. 위계적 회귀분석시 상호작용항을 투입하여 성별의 조절 효과를 파악하였다. 마지막으로, 분석 결과를 표로 정리하였으며 기울기분석을 통해 성별에 따른 영향을 파악하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구 대상자 특성
연구 대상자의 일반적 특성은 <표 1>과 같다. 전체 연구 대상자 가운데 남성은 1,572명(52.1%)으로 여성은 1,446명(47.9%)으로 나타났다. 응답자 연령의 경우 19세에서 24세는 37.6%, 25세에서 29세는 32.7%, 30세 이상은 29.7%를 차지했다. 가구 유형은 1인 가구가 25.2%인 것에 비하여 청년 부부 가구, 청년 비독립 가구, 부모 동거 청년 가구 등과 같은 기타 가구 유형이 74.8%로 나타나 1인 가구보다 기타 가구 유형이 더 많이 차지하였다. 결혼 여부의 경우, 배우자가 존재하는 청년은 396명으로 13.1%, 배우자가 없는 청년들은 2,622명으로 86.9%로 나타났다. 이를 통해 조사 참여자들 중 대부분은 미혼 혹은 기타 가구에 속함을 알 수 있다. 교육 수준은 고졸 이하는 17.9%, 전문대가 20.3%, 대졸 이상은 61.8%로 전반적으로 청년층의 학력 수준이 높은 것으로 나타났다. 응답자들의 월평균 소득은 447.72만 원(SD=240.02)으로, 청년층의 월평균 소득 범위는 0원에서 2,000만 원 사이로 나타났다. 취업 여부는 취업 상태인 청년이 61%로 39%인 미취업 상태인 청년층보다 많음이 나타났다. 주관적 건강 상태에 관한 질문에는 소수의 청년층만 건강하지 않다고 응답하였고(1.9%), 과반수의 응답자가 건강한 편(90.5%)임을 답하였다. 부채 여부와 관련하여 응답자 중 부채를 갖고 있지 않은 청년들은 68.4%로 과반수를 차지했으나, 31.6%의 청년은 부채를 갖고 있음이 나타났다. 본 연구의 독립변수인 ‘우울’의 경우, 0점에서 33점의 범위로 총 우울 점수 평균은 3.436으로 낮은 점수 결과가 나타났으며, 사회 신뢰의 경우 0점에서 10점 범위로 총 점수 평균은 5.059점으로 중간 정도의 점수를 보였다.
표 1.
연구 대상자의 특성(N = 3,018)
| 변수 | 구분/범위 | N (%) | mean (sd) |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남 | 1,572 (52.1%) | |
| 여 | 1,446 (47.9%) | ||
| 연령 | 19~24세 | 1,135 (37.6%) | |
| 25~29세 | 988 (32.7%) | ||
| 30세 이상 | 895 (29.7%) | ||
| 19~34세 | 26.45 (4.48) | ||
| 가구 유형 | 1인가구 | 761 (25.2%) | |
| 기타 가구 | 2,257 (74.8%) | ||
| 결혼 여부 | 결혼 가구 | 396 (13.1%) | |
| 기타 가구 | 2,622 (86.9%) | ||
| 교육 수준 | 고졸 이하 | 541 (17.9%) | |
| 전문대 | 612 (20.3%) | ||
| 대졸 이상 | 1,865 (61.8%) | ||
| 월 소득(만 원) | 0~2,000만 원 | 447.72 (240.02) | |
| 소득(log) | 0~7.60 | 5.946 (.68) | |
| 취업여부 | 취업 상태 | 1,840 (61.0%) | |
| 미취업 상태 (무급가족종사자, 일시휴직, 미취업) | 1,178 (39.0%) | ||
| 주관적 건강 상태 | 아주 건강하다 | 1,146 (38%) | |
| 건강한 편이다 | 1,585 (52.5%) | ||
| 보통이다 | 231 (7.7%) | ||
| 건강하지 않은 편이다 | 50 (1.7%) | ||
| 건강이 아주 안 좋다 | 6 (.2%) | ||
| 부채 | 있음 | 954 (31.6%) | |
| 없음 | 2,064 (68.4%) | ||
| 0~70,000만 원 | 1978.95 (5077.57) | ||
| 우울 (총점) | 0~33점 | 3.4361 (4.45) | |
| 사회 신뢰 (총점) | 0~10점 | 5.0586 (1.75) |
2. 주요 변수들의 상관관계
주요 변수 간 관계, 유의미성, 그리고 방향성을 파악하기 위하여 상관관계 분석을 진행하였으며, 결과는 <표 2>와 같다. 종속변수인 우울의 경우 연령, 교육 수준, 소득, 건강 상태, 부채, 1인 가구 유형과 유의미한 관계를 보여주었으며, 그중 교육 수준 및 소득, 건강 상태, 그리고 1인 가구와 부적 관계를 보였다. 우울은 독립변수인 사회 신뢰와도 부적 상관관계를 보였는데, 이는 곧 사회 신뢰가 증가할수록 우울은 감소하고, 사회 신뢰가 감소할수록 우울은 증가함으로 해석할 수 있다. 분석 결과, 조절변수인 성별 또한 우울과 유의미한 상관관계를 갖고 있음이 나타났다.
표 2.
주요 변수들의 상관관계
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. 우울 | 1 | ||||||||||
| 2. 사회 신뢰 | -.137** | 1 | |||||||||
| 3. 성별 | -.062** | .014 | 1 | ||||||||
| 4. 연령 | .030* | -.018 | -.005 | 1 | |||||||
| 5. 교육 수준 | -.067** | 089** | -.027 | -.029* | 1 | ||||||
| 6. 소득 | -.090** | .016 | -.016 | .003 | .050** | 1 | |||||
| 7. 취업 여부 | .016 | -.056** | 044* | .324** | -.218** | .041** | 1 | ||||
| 8. 건강 | -.178** | .087** | .106** | -.076** | .069** | .073** | -.050** | 1 | |||
| 9. 부채 | .105** | -.061** | -.023 | .122** | -.028 | .110** | .050** | -.082** | 1 | ||
| 10. 1인 가구 | -.081** | .009 | -.070** | -.008 | .034 | .544** | -.117** | .005 | .168** | 1 | |
| 11. 결혼 여부 | 0.35 | -.001 | 0.79** | -.336** | .024 | -.004 | -.092** | .027 | -.204** | -.226** | 1 |
주: * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
3. 사회 신뢰와 우울 간 성별의 조절 효과 검증
사회 신뢰가 우울에 미치는 영향 및 두 변인 관계에서 성별의 조절 효과를 검증한 결과는 <표 3>과 같다. 모형 1은 통제변수로 연령, 교육 수준, 소득, 취업 여부, 건강 상태, 부채, 사회적 관계망, 1인 가구, 결혼 여부와 함께, 독립변수인 사회신뢰, 그리고 조절변수인 성별을 투입한 것이다. 모형의 적합도를 살펴보면, 모형1의 F값은 40.340(p<0.001)으로 나타나 모형이 적합한 것으로 나타났으며, 모형의 설명력을 나타내는 R2는 .118으로 나타났다. 독립변수인 사회 신뢰(B=-.456, p<0.001)는 우울에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 통계적으로 유의미하였다. 즉, 사회 신뢰가 증가할수록 우울이 낮아지는 것으로 나타났다. 통제변수들 가운데 교육 수준, 소득, 건강 상태, 부채, 1인 가구, 결혼 여부가 모두 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 조절변수인 성별(B=-.412, p<0.01) 역시 우울에 부적 영향을 미치는 것으로 나타나, 남성보다 여성이 더 우울한 것으로 확인되었다. 결과는 <표 3>과 같다.
표 3.
청년의 사회 신뢰가 우울에 미치는 영향에 있어 성별의 조절 효과 검증(N=3,018)
| 변수명 | 모형 1 | 모형 2 (성별의 조절효과) | |||
|---|---|---|---|---|---|
| B (S.E) | t | B (S.E) | t | ||
| 통제변수 | 상수항 | 13.417 (1.072) | 12.517*** | 11.106 (1.063) | 10.451*** |
| 연령 | .038 (.020) | 1.852 | .040 (.020) | 1.945 | |
| 교육 수준 | -.215 (.102) | -2.115* | -.215 (.102) | -2.115* | |
| 소득 | -.511 (.148) | -3.449** | -.526 (.148) | -3.554*** | |
| 취업 여부 | -.184 (.180) | -1.024 | -.170 (.179) | -.944 | |
| 건강 상태 | -1.247 (.114) | -10.908*** | -1.246 (.114) | -10.917*** | |
| 부채 | .978 (.171) | 5.729*** | .986 (.170) | 5.784*** | |
| 1인가구 | -.537 (.240) | -2.240* | -.517 (.239) | -2.160* | |
| 결혼 여부 | .717 (.262) | 2.743** | .730 (.261) | 2.793** | |
| 독립변수 | 사회신뢰 | -.456 (.044) | -10.311*** | -.603 (.066) | -9.203*** |
| 조절변수 | 성별 | -.412 (.154) | -2.668** | -.412 (.154) | -2.670** |
| 상호작용항 | 사회신뢰 × 성별 | - | - | .266 (.088) | 3.030** |
| 모형적합도 | R2 | .118 | .121 | ||
| F | 40.340*** | 37.607*** | |||
| ΔR2 | - | .003 | |||
주: * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001
다음으로 조절 효과를 검증하기 위해 독립변수인 사회 신뢰와 조절변수인 성별의 상호작용항을 모형1에 추가로 투입하여 분석을 진행하였다(모형 2). 모형2의 F값은 37.607로, p<0.001에 따라 회귀모형이 유의미한 것으로 나타났으며, R2은 .121로 나타났다. 조절 효과가 통계적으로 유의미한지를 확인한 결과, 상호작용항을 투입하지 않은 모형 1의 설명력과 상호작용항을 투입한 모형 2의 설명력이 통계적으로 유의미한 수준으로 증가하였다(R12 -R22=0.003). 모형 1과 동일하게 교육 수준, 소득, 건강 상태, 빚 여부, 1인 가구, 결혼 여부가 유의미한 통제변수들로 나타났다. 독립변수인 사회 신뢰(B=-.603, p<0.001)는 모형 1에서와 마찬가지로 우울에 부적인 유의미한 영향을 미침이 나타났다. 우울과 성별의 상호작용항(B=.266, p<0.01) 또한 통계적으로 유의미한 것으로 나타나 사회 신뢰가 우울에 미치는 영향을 성별이 조절하는 것으로 나타났다.
또한 상호작용항의 탐색을 위해 단순 기울기분석을 하였으며, 이를 시각화하여 [그림 1]에 제시하였다. 조절변수인 성별의 남성과 여성 값에서 독립변수가 종속변수에 미치는 조건부 효과가 통계적으로 유의미한지를 살펴보기 위하여 특정 값 선택 방법을 활용하였고, 분석 결과는 <표 4>에 제시하였다. 분석 결과, 사회 신뢰가 증가할수록 우울이 감소하는 영향은 남성보다 여성에 효과가 더 강한 것으로 나타났다.
Ⅴ. 결론 및 제언
본 연구는 청년의 사회 신뢰가 우울에 어떠한 영향을 미치는지 그리고 성별이 이러한 관계를 조절하는지에 대하여 실증적으로 분석하였다. 본 연구의 가설을 검증한 결과는 다음과 같다. 첫 번째, ‘사회 신뢰는 우울에 유의미한 영향을 미칠 것이다’라는 가설은 본 연구 결과에 의해 지지 되었다. 연구 결과에 따르면, 사회 신뢰와 우울은 유의미한 상관관계를 보였으며, 부적 상관관계를 보였다. 이를 통하여 청년의 사회 신뢰가 증가할수록 우울은 감소하며, 사회 신뢰가 감소할수록 우울은 증가함을 알 수 있었다. 이러한 연구 결과는 사회 신뢰가 우울과 유의미한 관계를 맺는다는 기존 연구들(송진영, 2015; Fujiwara & Kawachi, 2008; Kim et al., 2012; Gbewonyo, 2018; Wilmot & Dauner, 2019)의 결과와 일치한다. 두 번째, ‘사회 신뢰와 우울 사이의 관계는 성별에 따라 다를 것이다’라는 연구 가설은 본 연구의 분석 결과에 의하여 지지 되었다. 다중회귀분석을 통하여 성별의 조절 효과를 검증한 결과, 성별은 사회 신뢰와 우울 간의 관계를 조절하는 것으로 나타났으며, 사회 신뢰가 우울에 미치는 영향의 정도는 남성보다 여성에게서 더 두드러짐이 나타났다. 다음의 결과는 사회 신뢰와 우울 간의 관계의 유의미성이 남성에 비하여 여성에게서 두드러지게 나타난다는 기존의 연구들의 결과를 지지하였다(Bojorquez et al., 2012; Bassett & Moore, 2013; Murayama et al., 2015). 또한 성별에 따라 우울 정도가 차이가 있으며, 특히 남성에 비하여 여성이 이러한 우울 정도가 높다는 연구들(박현용, 2021; Salk et al., 2017; Labaka et al., 2018)의 결과와 부분적으로 일치하는 것으로 나타났다.
‘학업-직업’ 연계가 파괴된 ‘생존주의’를 기반으로 한 경쟁사회에서 살아가며 우울, 불안, 화병 등과 같은 청년의 정신건강 문제가 지속되고 있는 가운데, 이들의 정신건강에 영향을 미치는 요인으로 ‘사회 신뢰’를 발견하였다는 점은 한국 청년들의 정신건강 증진을 위한 방향을 제공할 수 있다는 점에 있어 의의가 있다. 청년기는 끊임없는 이동과 정지를 반복하는 이행기적 시기이며(강정석, 2015, p.252), 아동과 성인기의 중간 시기로 부모에게서 독립하게 되면서 새로운 자신의 삶을 만들어가는 중요한 생애주기 단계이다(김정은 외, 2019, p.172). 이러한 청년기에 경험하는 우울은 자살 생각에 영향을 미치기 때문에(이시은, 2017, p.113) 국가는 적극적으로 청년 자살을 예방하기 위해 우울을 감소시킬 수 있는 대안을 모색해야 한다. 또한 사회 신뢰는 개인의 웰빙과 더불어 사회가 원활히 작동할 수 있도록 하는 필수적 요소이나(OECD, 2017, p.26), 국내에서 이러한 사회 신뢰와 우울의 관계에 관한 연구는 미비하였다. 본 연구에서 나타난 결과를 토대로 국가는 청년의 ‘사회 신뢰’를 증가시킬 수 있는 대안 마련을 통하여 청년의 정신건강을 도모할 수 있다.
Putnam(1993)은 사회 신뢰를 번영하기 위해서는 시민 참여와 같은 수평적 네트워크에서 타인과의 협력적인 경험이 중요하다고 강조했다. Stolle(2002) 또한 사회 신뢰는 사회적 상호 작용과 같은 활동이 긍정적인 영향을 미칠 것이라고 설명했다. 이 외에도 본 연구와 같이 일반 대중에 대한 신뢰를 사회 신뢰로 본 연구들에서는 사회 신뢰의 증가는 사회적 유대 및 연대 경험이 영향을 미친다는 결과가 나타났다(Glanville & Paxton, 2007, pp.239-241; Glanville et al., 2013, p.557-558; Bouchillon, 2014, pp.518-519). 한국청소년정책연구원에서 진행한 20대 청년들의 사회활동 실태조사(김정숙, 강영배, 2017)에 따르면 청년들은 사회활동에 대한 참여 욕구는 강하였으나, 중앙정부와 지자체의 지원이 불충분하다고 인식하고 있었으며, 청년 사회생활 지원 실태조사(김강호 외, 2020) 결과, 국내 청년들은 사회참여 활동에 대한 의사를 갖고 있으나, 정보와 시간이 부족하여 참여에 어려움을 겪고 있었다. 현재 국내에는 ‘청년참여연대’, ‘한국청년연대’라는 청년 연대 집단 외에는 청년의 사회참여 및 연대 활동 참여가 가능한 활동은 미비했다. 이에 국가는 청년복지 정책에 있어 청년들이 연대하고, 교류할 수 있는 다양한 온·오프라인 창구들을 마련 및 사회활동 지원의 확대를 해야 한다.
또한 본 연구 결과, 여성 청년이 남성 청년에 비하여 사회 신뢰와 우울 간의 관계에 있어 그 영향을 더 크게 받음이 나타났다. 특히 고용에서 이루어지는 성별 격차는 일반화된 신뢰에 영향을 미칠 수 있는데, Mewes(2014) 연구에 따르면 남성과 달리 여성은 노동력 참여에 있어 경험하는 성평등이 일반 대중에 대한 신뢰를 증가에 유의미한 영향을 미침이 나타났다. 고용에서의 성평등의 대표적인 예로 임금 격차를 들 수 있으며, 한국은 2021년 OECD ‘성별 간 임금 격차(gender wage gap)’ 조사 결과 성별 임금 격차 정도가 31.1%로 OECD 국가 중 가장 성별 임금 격차가 높은 국가로 선정이 되었다(OECD, 2023). 이러한 임금 격차 차이는 청년층에서도 두드러지게 나타났는데, 청년층의 성별 임금 격차는 27.5%로 적지 않은 차이를 보였다. 특히 청년 여성의 경우 결혼 혹은 출산 등과 같은 사유로 인하여 경력단절이 이루어지고, 이러한 점이 임금 차별에 영향을 미칠 수 있다(오세미, 안준기, 2017). 현재 국가에서 경력단절과 같이 여성 취업 지원을 위한 여성회관 혹은 인력개발센터가 존재하나 실제 이용률은 4.4%로 매우 저조한 실정이며, 정보 접근성 또한 떨어진다. 이에 따라 국가는 청년 여성의 일자리 지속성과 경력단절의 문제 해결을 위하여 적극적인 지원 서비스 및 홍보 체계를 구축해야 한다. 또한 남성에 비하여 여성 청년의 우울의 위험성이 상대적으로 높게 나타난 결과는 청년을 대상으로 한 복지정책 수립 시 성별 차이를 고려하여 종합적인 계획을 수립해야 한다는 필요성을 강조한다. 청년의 심리 및 정서 문제를 조사한 연구의 결과로 여성 청년의 경우 과도한 흡연, 대인 회피 경험이 우울을 강화하는 요인으로, 타인으로부터의 사회적 지지 혹은 자아 탄력성과 같은 심리·정서 특성이 이들의 우울과 불안을 완화 시키는 요인으로 나타났다(김지경 외, 2018, p.169). 현재 여성가족부와 고용노동부, 그리고 대학에서는 청년들을 대상으로 한 심리 및 정서 지원을 제공하고 있으나, 이러한 서비스의 수는 아직 부족하며, 활발하게 제공되지 않고 있다. 이에 국가는 청년 세대 중 특히 여성 청년의 심리 및 정서적 문제를 해결하기 위한 더 다양하고 활발한 정신건강 서비스 체계를 구축해야 한다.
본 연구는 2019년 11월에서 2020년 1월이라는 단일시점의 횡단면 데이터를 이용하여 분석하였기 때문에 해당 시점의 사회적 특성과 같은 외부요인을 통제하지 못했다는 한계가 존재한다. 특히 데이터의 조사 시기인 2019년 11월부터 2020년 1월의 시기는 코로나 팬데믹이 본격적으로 시작하기 전의 시기로 현재 코로나 이후의 한국의 상황은 변화되었을 것이라고 볼 수 있다. 그러나 2022년 한국보건사회연구원에서 발행된 ‘코로나19 발생 전후 삶의 만족도와 사회통합 인식의 변화’에 따르면 코로나19 이후 제도적 신뢰는 증가하였으나, 개인적 차원의 일반화된 사회 신뢰는 감소하였음이 나타났다(여유진, 2022, pp.5-6). 이에 따라 후속 연구로 여러 시점에 걸친 패널데이터를 사용하여 사회 신뢰와 우울 간의 관계가 지속적으로 유의미했는지 파악할 필요가 있으며, 코로나 이전과 이후의 차이점을 볼 필요성도 있다. 둘째, 일부 변수의 단일 조작화 문제가 존재한다. 종속변수인 ‘우울’의 경우, 신뢰도가 충분히 나타난 CES-D 척도를 이용하여 측정하였으나, 독립변수인 ‘사회 신뢰’의 경우 단일 문항으로 측정하였다는 한계가 존재한다. 추후 연구에는 신뢰도가 높은 ‘사회 신뢰’ 측정 도구를 사용하여 이를 보완할 필요가 있다. 또한 본 연구는 이차 자료를 이용하여, 사회 신뢰 감소가 청년의 우울에 구체적으로 어떠한 영향을 미쳤는지 파악하기에 한계가 존재했다. 추후 연구에서는 청년을 대상으로 질적연구를 진행하여, 이들의 사회 신뢰가 감소하게 된 사회적 배경과 우울에 미치는 영향을 당사자의 이야기를 통해 파악하고 사회 신뢰 증진 및 우울 감소를 위한 보다 더 구체적인 방안을 제언할 필요성이 있다.
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