지난호
ISSN : 1226-072X
1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향: 주거 불안정의 조절효과 분석
The Impact of Employment Type on Depression among Young Single-Person Household Wage Earners: An Analysis of the Moderating Effect of Housing Instability
Yang, Yeonjae1; Song, In Han2*
보건사회연구, Vol.45, No.1, pp.98-121, March 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.1.98
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 1인 가구 청년층의 급격한 증가와 정신건강 문제가 사회적 이슈로 떠오르고 있는 맥락에서 이들의 고용 불안정과 주거 불안정이 우울에 어떤 영향을 미치는지 확인하고자 연구를 진행하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 임시·일용직 근로자는 상용직 근로자보다 우울 수준이 유의미하게 높게 나타났다. 또한, 주거 불안정을 경험한 청년들은 그렇지 않은 청년들보다 우울 수준이 더 높은 것으로 확인되었다. 특히, 주거 불안정을 경험한 경우, 고용 형태가 우울에 미치는 영향이 더욱 뚜렷하게 나타났다. 즉, 고용 불안정과 주거 불안정이 결합할 때 청년층의 정신건강에 미치는 부정적 영향이 더욱 심화된다는 점이 밝혀졌다. 이는 기존 연구들이 개별적으로 다루었던 고용 불안정과 주거 불안정의 영향을 함께 고려해야 한다는 점을 시사한다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년층의 정신건강을 보호하기 위해서는 고용 안정성을 강화하는 정책과 함께 주거 지원 정책을 병행할 필요가 있다. 특히, 임시·일용직 청년들의 우울을 예방하기 위해 정신건강 상담 및 지원 프로그램을 확대하고, 주거 불안정을 줄일 수 있는 정책적 개입이 요구된다. 또한, 고용과 주거 문제를 통합적으로 해결할 수 있는 맞춤형 정책 설계가 필요하다. 이를 통해 청년층의 정신건강 문제를 예방하고, 보다 안정적인 사회적 환경을 조성할 수 있을 것이다.
Abstract
The rapid increase in single-person households among young adults in South Korea, coupled with their mental health problems and social vulnerabilities, has emerged as a critical social issue. This study aims to analyze the impact of employment type on depression among young single-person household wage workers and examine whether housing instability moderates this relationship. Using data from the “2022 Survey on Youth Living,” the analysis focused on 3,710 single-person household wage workers. The findings are as follows: First, temporary and daily workers exhibited significantly higher levels of depression compared to permanent workers. Second, young adults experiencing housing instability reported higher levels of depression than their counterparts without such experiences. Third, the impact of employment type on depression was more pronounced among young adults facing housing insecurity. This study highlights the need for policies and interventions that ensure employment stability and address housing welfare from a mental health perspective for young single-person household wage workers.
초록
우리나라에서 1인 가구 청년층의 급격한 증가와 이들의 정신건강 문제, 사회적 취약성은 중요한 사회적 이슈로 부각되고 있다. 본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자를 대상으로 고용 형태가 우울에 미치는 영향을 분석하고, 이 관계에서 주거 불안정이 조절 역할을 하는지를 검증하는 데 목적을 두고 있다. 이를 위해 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 데이터를 활용하여 전체 응답자 중 1인 가구 청년 임금근로자 3,710명을 분석하였다. 연구 결과, 첫째, 임시·일용직 근로자의 우울 수준이 상용직 근로자보다 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 둘째, 주거 불안정을 경험한 청년은 그렇지 않은 청년에 비해 우울 수준이 더 높았다. 셋째, 주거 불안정을 경험한 청년의 경우, 고용 형태가 우울에 미치는 영향이 더욱 뚜렷하게 나타났다. 본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자의 정신건강을 위해 고용 안정성 확보와 함께 주거복지 관점에서의 정책적 지원 및 개입 필요성을 시사한다.
Ⅰ. 서론
우리 사회에서 1인 가구 청년의 수가 급증함에 따라, 이들의 정신건강 문제와 취약성은 중요한 사회적 이슈로 부각되고 있다. 2000년에는 청년 인구 중 1인 가구가 78만 1천 명(6.6%)에 불과했으나, 2020년에는 193만 5천 명(20.1%)으로, 20년 만에 약 3배 가까이 증가했다(통계청, 2023a). 이러한 1인 가구 청년의 급증은 그들이 직면한 다양한 사회적, 경제적 문제와 밀접한 관련이 있다. 대부분의 1인 가구 청년은 학업, 고용 문제, 기타 개인적인 이유로 독립적인 생활을 하고 있으며, 그로 인해 사회적 고립과 불안정성에 더욱 취약한 집단으로 지적되고 있다(송나경 외, 2019).
정신건강 측면에서 볼 때, 1인 가구 청년은 다인 가구에 속한 청년들보다 우울증에 더욱 취약한 경향을 보인다(김도현 외, 2022). 이들의 우울 증상은 고립된 생활 환경, 불안정한 고용 상태, 주거 불안정 등과 밀접하게 연관되어 있다. 실제로 전체 청년층에서 우울증 유병률은 6.1%였으나, 1인 가구 청년의 경우 7.3%로 더 높은 비율을 보였다(정세정 외, 2022). 이 통계는 1인 가구 청년들이 겪고 있는 정신건강의 위험성이 다인 가구에 비해 상대적으로 크다는 것을 보여준다.
청년들의 우울은 단순한 감정적 문제가 아니라 자살생각 및 자살 시도로 이어질 가능성이 높기 때문에 조기 예방과 개입이 필수적이다(Britton et al., 2014; Gili et al., 2019; Ribeiro et al., 2018). 청년층 우울의 원인은 복합적이며 다양한 사회적 요인에 의해 결정되지만, 그중에서도 불안정한 고용과 주거 문제는 중요한 사회적 결정 요인으로 자주 언급된다(Fiori et al., 2016; Umičević et al., 2021; 배정희, 구예닮, 2023). 이는 청년층이 노동시장과 주거시장에서 불안정한 위치에 놓여 있다는 구조적 문제에서 기인하며, 이로 인해 이들의 정신건강이 지속적이고 부정적인 영향을 받고 있다는 사실을 시사한다.
특히 다수의 연구에서 청년 우울의 주요 원인 중 하나로 고용 불안정성이 지목된다(Fiori et al., 2016; Umičević et al., 2021). 국내의 경우, 청년 10명 중 3명이 첫 직장을 비정규직으로 시작하고 있으며(김기헌 외, 2021), 청년 비정규직 근로자는 지속적으로 증가 추세를 보이고 있다. 20대 비정규직 근로자는 2014년 1,069,000명에서 2017년 1,157,000명, 2020년 1,283,000명, 2024년 1,461,000명으로 꾸준히 증가하였다(KOSIS 국가통계포털, 2024). 이러한 고용 불안정성은 청년층의 미래 예측 가능성을 낮추고, 상대적 박탈감을 증가시켜 우울 위험을 크게 높일 수 있는 요인으로 작용한다(Benach et al., 2014). 특히 이러한 경향은 1인 가구 청년에서 더욱 심화되며, 고용 불안정은 이들의 정신건강에 큰 악영향을 미치는 핵심적인 요인으로 작용한다.
고용 불안정 외에도, 주거 불안정 역시 1인 가구 청년의 우울을 심화시키는 요인으로 작용한다. 청년층은 상대적으로 주거 불안정의 위험에 더 자주 노출되는 연령대이며(Moore & Skaburskis, 2004; 권건우, 진창하, 2016), 특히 1인 가구 청년들은 이러한 위험에 더 크게 직면해 있다. 최저주거기준에 미달하는 청년 가구의 비율은 8%로, 이는 전체 가구(3.9%)에 비해 훨씬 높은 수치를 기록하고 있다(국토교통부, 2023). 또한, 청년층의 전월세 대출 비율은 약 30%로, 이는 중장년 세대에 비해 24.4% 포인트나 높으며(김미루, 2023), 이로 인해 이들은 주거비 과부담 문제에도 직면해 있다. 특히, 1인 가구 청년의 78.5%가 전월세 주택에 거주하고 있으며, 주거비 과부담을 겪는 청년의 58.7%가 1인 가구 청년으로 확인되었다(정세정 외, 2022). 이는 1인 가구 청년들이 주거 불안정에 더 취약하다는 점을 명확히 보여주는 통계이다.
기존 연구들은 고용 불안정과 주거 불안정이 각각 청년층 우울에 미치는 영향을 독립적으로 분석한 사례가 많다. 예를 들어, D'Souza et al.(2003)은 직업 불안정이 우울증 발생 확률을 3배 이상 증가시킨다고 보고했으며, Burgard et al.(2012)은 주거 불안정에 노출된 사람들이 우울 위험이 더 높아진다는 결과를 제시했다. 고용 불안정이나 고용 형태가 청년 우울에 미치는 영향을 분석한 연구(변금선, 이혜원, 2018; 양정연, 이준협, 2021)와 주거 불안정이 우울에 미치는 영향을 다룬 연구(Burgard et al., 2012; Downing, 2016; Suglia et al., 2011)는 다수 존재한다. 그러나 고용 불안정과 주거 불안정이 우울에 미치는 상호작용을 종합적으로 분석한 연구는 드물며, 특히 1인 가구 청년을 대상으로 한 연구는 더욱 부족하다.
고용 불안정과 주거 불안정은 청년 우울을 유발하는 사회적 결정 요인으로서, 이들은 만성적인 스트레스를 유발하는 중요한 요소로 작용한다(Bentley et al., 2016). 정신건강의 사회적 결정 요인 간의 교차점을 고려한 분석은 정책적 개입과 실질적 해결책 마련을 위한 필수적인 접근으로 제안되고 있다(Bauer, 2014; Bentley et al., 2016; Vanderweele, 2015). 이러한 맥락에서 고용과 주거 간 상호작용을 분석하는 것은 이들 요인이 결합하여 청년 우울에 미치는 복합적 영향을 규명하는 데 중요한 근거를 제공한다(Beer et al., 2016). Bentley et al.(2019)와 Caroz-Armayones et al.(2023) 등의 연구는 이러한 상호작용의 중요성을 규명하는 데 기여했지만, 대부분의 연구가 해외 사례에 국한되어 있다. 한국의 고용 및 주거 시장 상황은 해외와 다르기 때문에, 해외 연구 결과를 한국 청년층에 직접적으로 적용하기에는 한계가 있다. 이에 따라, 한국 사회의 특수성을 반영한 연구가 필요하다.
특히, 한국의 1인 가구 청년 임금근로자를 대상으로 한 연구가 중요하다. 한국 노동시장은 이중구조가 강하게 자리 잡고 있어, 임시직 고용률이 청년층에서 더 높게 나타나고 있다(OECD, 2022). 청년층의 초기 일자리는 장기적인 직업 경력으로 굳어질 가능성이 크며(김수정, 2020), 이로 인해 이들이 고용 불안정에 더욱 취약한 상황에 놓이게 된다. 또한, 1인 가구 청년들은 주거 이동이 빈번하고, 이에 따라 주거 불안정에 쉽게 노출되는 특성이 있다(박미선, 2017). 따라서 이들 집단은 고용 불안정과 주거 불안정을 동시에 경험할 가능성이 높다. 그러나 이러한 맥락에서 1인 가구 청년을 대상으로 고용 형태와 주거 불안정이 우울에 미치는 영향을 종합적으로 분석한 연구는 부족한 실정이다.
본 연구는 이러한 연구 공백을 메우고자, 1인 가구 청년 임금근로자를 대상으로 고용 형태가 우울에 미치는 영향과 주거 불안정의 조절 효과를 실증적으로 검증하고자 한다. 이를 통해, 고용과 주거 불안정이 우울에 미치는 상호작용을 규명하고, 청년 정신건강 문제에 대한 정책적 시사점을 제공하는 것을 목표로 한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 고용 형태와 정신건강
고용 형태는 청년 임금근로자의 정신건강에 중요한 영향을 미치는 요인이다. 일반적으로 상용직 근로자가 임시 일용직 근로자보다 정신건강 수준이 높은 것으로 보고되며, 그 차이는 근로 조건에서 기인한다(Nagasu et al., 2019). 임시일용직 근로자는 상용직 근로자보다 고용 계약이 단기적이고, 불규칙한 근무시간 및 미숙련 작업에 종사하는 경우가 많다. 이러한 열악한 근무 환경은 낮은 자율성과 통제감 결여로 이어지며, 이는 근로자의 정신적 피로를 가중시켜 우울 증상을 유발할 수 있다(European Foundation for the Improvement of Living and Working Conditions[Eurofound], 2010; McGovern et al., 2004).
특히, 임시일용직 근로자는 고용 불안정성으로 인해 지속적으로 일자리를 잃을 위험에 처해 있으며, 이는 생계에 대한 불확실성으로 연결된다. 송이은과 김진영(2012)의 연구에 따르면, 임시일용직 근로자는 소득 불안정성, 근로 의욕 저하, 미래 계획의 불확실성 등으로 삶의 통제감을 상실하고, 이로 인해 우울을 경험할 가능성이 높아진다. 이러한 고용 불안정은 근로자의 정신적 스트레스를 증가시키며, 이는 장기적으로 심리적 웰빙에 부정적인 영향을 미친다(Benach et al., 2014).
청년층은 생애 초기 단계에서 상대적으로 불안정한 고용 형태에 직면할 가능성이 높으며, 이는 이들의 정신건강에 더욱 취약한 영향을 미칠 수 있다. EK et al.(2014)은 불안정한 고용이 청년의 심리적 웰빙에 미치는 영향을 연구했으며, 임시직과 같은 고용 형태가 우울 증상과 유의미한 상관관계가 있음을 밝혔다. 이러한 연구 결과는 청년층이 안정된 사회적 지위와 경제적 자립을 이루지 못할 경우 정신건강에 더 큰 영향을 받을 수 있음을 시사한다.
2. 주거 불안정과 정신건강
주거 불안정은 다양한 유형의 주거 문제를 포괄하는 개념으로, 인간이 생활하는 공간 및 환경이 불안정한 상태를 의미한다(Frederick et al., 2014; Kang, 2021; Warren & Font, 2015). 주거 불안정의 세부 차원으로는 주거비 부담, 임대인과의 갈등, 퇴거 등이 있다(Clark, 2010; Kleit et al., 2016; 전지영, 임재만, 2023). 먼저 주거비 부담은 소득 내에서 주거 비용을 감당할 수 있는지를 나타낸다(Nwuba & Kalu, 2018). 이는 일정 기간 동안 임대료, 주택담보대출, 공과금, 관리비 등의 주거 관련 비용을 제때 지불할 수 없었던 적이 있는지를 통해 파악할 수 있다(Kim et al., 2017; Lund et al. 2021; Murphy et al, 2014). 다음으로 임대인과의 갈등은 주택임대차, 주택수선 등에 대한 임차인과 임대인 간 분쟁을 의미하며(이민주, 2020), 퇴거는 심각한 주거 불안정의 한 형태로 임대인이 임차인을 강제로 쫓아내는 조치이다(Kuechle, 2021; Merritt & Farnworth, 2021). 이외에도 가구특성에 따른 차별, 빈번한 이사, 노숙 등이 주거 불안정 세부 차원에 해당한다(Royal Society Te Apārangi, 2021).
주거 불안정은 정신건강에 중요한 사회적 결정요인으로, 특히 청년층의 정신건강에 부정적인 영향을 미치는 것으로 보고된다(Bentley et al., 2019). 주거 불안정은 개인이 삶을 통제할 수 없다는 인식을 강화시켜 극심한 정신적 스트레스와 우울 증상을 유발할 수 있다(류지연, 2022). Kang(2022)은 주거 불안정이 바람직하지 않은 스트레스 생활사건으로 작용하여, 우울과 같은 정신적 고통을 야기할 수 있음을 지적했다. Pollack et al.(2010)의 연구에 따르면, 주택 압류 상태에 있는 가구는 일반 가구보다 우울증을 경험할 가능성이 더 높았다. 또한, 주거비 부담으로 인해 이사한 사람들은 그렇지 않은 사람들보다 불안 발작을 겪을 확률이 높았으며, 주택을 압류당한 사람들은 우울증 진단을 받을 확률이 더 높았다. 이러한 연구들은 주거 불안정이 개인의 정신건강에 심각한 영향을 미친다는 사실을 뒷받침한다.
3. 고용 불안정과 주거 불안정의 상호작용
고용 불안정과 주거 불안정은 상호작용하며 청년층의 정신건강에 부정적인 영향을 미친다. 임시일용 근로자들은 경제적 불안정성으로 인해 안정적인 주거 환경을 확보하기 어려운 상황에 놓이며, 이는 주거 불안정을 가중시킬 수 있다(Burgard et al., 2012). 주거 불안정은 근로자의 정신적 스트레스를 증가시키며, 이는 고용 불안정과 맞물려 더욱 심각한 우울 증상으로 이어질 수 있다. 특히, 임시 근로자는 상용직 근로자보다 고용 불안정이 심화될 가능성이 높고, 이는 경제적 자립의 어려움으로 연결된다. 경제적 어려움은 다시 주거 불안정으로 이어지며, 이로 인해 정신건강이 더 악화될 가능성이 크다. Kim et al.(2017)의 연구는 경제적 불안정성, 주거 불안정이 복합적으로 작용할 때 개인의 정신건강에 미치는 부정적인 영향을 강조하고 있다.
따라서, 고용 불안정과 주거 불안정이 상호작용할 때 청년층의 정신건강에 미치는 부정적 영향은 더욱 심화된다. 이러한 상호작용은 청년 임금근로자의 정신건강 문제를 이해하는 데 중요한 요소로 작용하며, 이들이 경험하는 정신적 부담을 완화하기 위한 정책적 개입이 필요하다.
4. 정신건강에 영향을 미치는 기타 요인
1인 가구 청년 임금근로자의 우울 수준에 영향을 미칠 것으로 예상되는 요인으로는 개인 요인, 경제 요인, 건강행동 요인, 환경 요인이 있다. 먼저 개인 요인에는 성별, 연령, 학력, 배우자 유무가 있다. 첫째, 성별은 많은 선행연구에서 우울 및 정신건강에 영향을 미치는 주요 변수로 제시되었으며, 여성이 남성보다 우울 및 정신건강 어려움을 경험할 위험이 높다(Johansen et al., 2021; 박채림, 한창근, 2023). 둘째, 연령의 경우 연령대가 낮을수록 우울 증상이 유의하게 높은 것으로 나타났다(정유진 외, 2021). 셋째, 학력의 경우 저학력일수록 우울 수준이 높은 것으로 드러났다(강상경, 권태연, 2008; 정유진 외, 2021). 넷째, 배우자가 없는 경우에 있는 경우보다 우울 수준이 높은 것으로 드러났다(Chung et al., 2021; 오찬혁 외, 2021; 정유진 외, 2021).
다음으로 경제 요인에는 소득계층인식이 있다. 청년의 경우 생애주기에서 나타나는 불안정성과 시간제 및 임시 고용의 특성으로 인해 사회경제적 지위를 객관적인 소득으로 측정하기보다 주관적인 접근 방식이 적합하다고 여겨진다(Achdut et al., 2021). 특히, 소득에 대한 주관적 평가는 단순히 현재의 저소득 상태를 반영하는 데 그치지 않고, 경제적 상태의 장기적 지표로서의 의미를 지닌다(Singh-Manoux et al., 2005). 실제로, 객관적 소득 계층보다 주관적으로 자신이 타인보다 소득이 낮다고 인식하는 경우 청년의 우울 발생 위험이 큰 것으로 나타났다(박지은, 권순만, 2015).
건강행동 요인에는 흡연, 음주, 운동 여부가 있다. 첫째, 흡연 여부의 경우 흡연자가 현재 흡연을 하지 않는 비흡연자보다 우울의 위험도가 높은 것으로 나타났다(Chung et al., 2021; 오찬혁 외, 2021). 둘째, 음주의 경우 음주량이 증가할수록 우울 수준이 높아질 가능성이 크다(유창민, 2020). 음주와 관련하여 우울 증상 감소를 위해 문제음주가 지속된다는 가설도 존재하나 문제음주로 인해 우울이 야기된다는 가설이 더 구체적이고 일관된 결과를 보여주고 있다(유성호 외, 2024). 셋째, 운동 여부의 경우 규칙적인 운동을 하지 않는 집단의 우울 수준이 운동 실천 집단보다 높은 것으로 나타났다(지은미, 조영채, 2014).
마지막으로 환경 요인에는 근로시간, 일간휴식, 거주지역이 있다. 첫째, 근로시간의 경우 주 40시간 이상인 집단의 우울 수준이 주 40시간 미만인 집단보다 높은 것으로 보고되었다(박승경, 2019; 정연, 김수정, 2021). 둘째, 일간휴식의 경우 퇴근 후 다음 출근까지의 휴식시간이 11시간 미만이었던 적이 한 달에 한 번 이상 있는 경우 연령, 작업환경 등과 관계없이 근로자의 우울 증상과 유의미한 연관이 있음이 드러났다(Yun et al., 2022). 셋째, 거주지역 또한 청년 우울에 영향을 미치며, 비수도권 거주 청년보다 수도권 거주 청년의 우울 수준이 높은 것으로 나타났다(지은주 외, 2024).
Ⅲ. 연구 방법
1. 연구 모형
본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향을 살펴보고, 주거 불안정의 조절효과를 확인하고자 하며, 연구 모형은 다음의 [그림 1]과 같다.
2. 자료 및 연구대상
본 연구는 국무조정실과 한국보건사회연구원이 실시한 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 데이터를 기초자료로 활용하였다. 조사 내용은 8개 부문에 관하여 116개 항목으로 이루어져 있다. 8개 부문으로는 일반사항, 노동, 경제, 건강, 주거, 관계 및 참여, 교육훈련, 사회인식/미래설계가 있다(정세정 외, 2022).
본 연구의 대상은 1인 가구 청년 임금근로자이다. 여기에서 1인 가구는 ‘1인이 독립적으로 취사, 취침 등의 생계를 유지하는 가구’를 의미하며, 임금근로자는 ‘근로의 대가로 현물, 급여, 일당, 봉급 등을 받는 자’로 정의된다(통계청, 2024). 청년(⾭年)의 개념은 관련 법률, 조례, 정책 및 연구자에 따라 다양하게 규정된다. 청년의 사전적 정의는 “신체적·정신적으로 한창 성장하거나 무르익은 시기에 있는 사람”이다(국립국어원 표준국어대사전, 2024). 또한, 「청년기본법」에서는 청년을 ‘만 19세 이상 34세 이하’인 사람으로 규정하고 있다(국가법령정보센터, 2024). 본 연구는 「청년기본법」에 근거하여 수행된 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 데이터를 활용하였으므로 해당 법률에서 규정하는 청년의 정의를 따랐다. 이에 따라, 본 연구에서 청년은 만 19세 이상 34세 이하의 사람을 의미하며, 이는 ‘2022년 청년 삶 실태조사’의 조사 대상 기준과도 일치한다. 이러한 정의를 토대로 본 연구는 전국 청년 14,966명 중 1인 가구 청년 임금근로자 3,710명을 추출하여 분석에 포함하였다.
3. 측정도구
가. 종속변수: 우울
본 연구의 종속변수인 우울은 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 건강 영역의 ‘귀하는 지난 2주 동안 아래의 나열되는 증상들에 얼마나 자주 시달렸습니까?’ 문항을 사용하여 측정하였다. 이는 우울증 선별도구(PHQ-9, Patient Health Questionnaire-9)를 활용한 질문이다. 해당 척도는 총 9가지 세부 문항이 있으며, ‘전혀 없음’, ‘여러 날 동안(1~6일)’, ‘일주일 이상’, ‘거의 매일’의 4점 리커트 척도로 측정된다. 본 연구에서는 1~4점의 4점 리커트 척도로 측정한 우울 수준을 0~3점으로 변환한 뒤 이를 합산하여 활용하였다. 따라서 본 연구에서의 우울 수준 범위는 0~27점이며, 점수가 높을수록 우울 수준 혹은 심각성이 높다고 해석한다(Lee, 2017). 우울의 척도 신뢰도 분석 결과, Cronbach’s α는 .883으로 나타났다.
나. 독립변수: 고용 형태
본 연구의 독립변수인 고용 형태는 ‘2022년 청년 삶 실태조사’의 노동 영역 중 ‘이 일자리의 고용계약 기간은 어떻게 됩니까?’라는 문항을 활용하였다. 해당 문항에 대한 응답으로 ‘정하지 않았음(정년제 포함)’, ‘1년 이상으로 정함’, ‘1달 이상 ~ 1년 미만’, ‘1달 미만’ 중 선택하게 되어 있다. 본 연구에서는 해당 문항을 경제활동인구조사(통계청, 2023b) 용어 정의에 근거하여 고용 형태로 재정의하여 활용하였다. 통계청의 경제활동인구조사에서는 ‘고용 계약 기간의 정함이 없거나 1년 이상인 경우’를 ‘상용 근로자’로 정의하고 있으며, ‘1개월 이상 1년 미만’을 ‘임시 근로자’, ‘1개월 미만’을 ‘일용 근로자’로 정의하고 있다. 이를 근거로 ‘정하지 않았음(정년제 포함)’과 ‘1년 이상으로 정함’을 상용 근로자로, ‘1달 이상 ~ 1년 미만’을 임시 근로자, ‘1년 미만’을 일용 근로자로 재정의할 수 있다. 본 연구에서는 고용 형태를 변수로 투입하여 살펴본 선행연구에 근거하여 상용 근로자와 임시일용 근로자로 구분하여 측정하였다(Lewis et al., 2017; 송이은, 김진영, 2012; 이소민 외, 2023). 이때, ‘상용 근로자’를 기준집단으로 ‘상용 근로자(0)’, ‘임시일용 근로자(1)’로 더미화하여 투입하였다.
다. 조절변수: 주거 불안정
본 연구의 조절변수인 주거 불안정은 ‘2022년 청년 삶 실태조사’의 주거 영역에서 ‘귀하는 현재 기준으로 최근 1년간 아래와 같은 주거 불안 상황을 경험한 적이 있으십니까? 해당 사항에 모두 응답해 주십시오.’라는 문항을 활용하였다. 해당 문항에서는 주거 불안 경험을 8가지 상황으로 구분하여 ‘있다’, ‘없다’로 측정하고 있으며, 8가지 보기 중에서 해당 가구가 최근 1년간 경험한 주거 불안 상황을 모두 선택하도록 하는 방식을 사용하였다. 주거 불안 경험을 묻는 8가지 상황은 ‘2개월 이상 월 임대료 연체’, ‘이사 또는 임대차 계약 갱신에 필요한 임대 보증금 부족’, ‘임대인이 기피하는 대상자(취약계층, 아동 동반 등)라는 이유로 주택확보 곤란’, ‘3개월 이상 주택담보대출 이자 또는 원리금 상환 연체’, ‘주택압류, 재개발, 임대차 계약 중도 해지 등으로 인한 퇴거(위기)’, ‘3개월 이상 공과금이나 관리비 연체(또는 납부 지연)’, ‘임대인과의 갈등(무단 침입, 수선 및 관리 의무 방기, 부당한 관리비 인상 등)’, ‘주택임대차보호법 위반(보증금/월세 5% 이상 인상, 계약 갱신 요구 거절 등)’이다. 각각의 주거 불안 상황에 대하여 경험이 없는 경우 ‘없음(0)’, 경험이 있는 경우 ‘있음(1)’으로 코딩하였다.
주거 불안정의 측정은 학계에서 다양한 방식으로 이루어져 왔다. 기존 연구에서는 특정 개별 주거 문제를 중심으로 주거 불안정을 조작적으로 정의하여 측정한 사례가 많았다(Bobek et al., 2021; Coley et al., 2013; Kleit et al., 2016). 그러나 이러한 접근은 주거 불안정의 다차원적 특성을 충분히 반영하지 못할 가능성이 제기되어 왔다(Kim et al., 2017). 이에 따라 최근 연구들은 주거비 부담, 퇴거 경험, 노숙 경험 등 다양한 차원을 통합하는 포괄적인 측정 방식을 도입하고 있다(Priester et al., 2017; Marcal, 2018; Curry, 2017). 이와 같은 포괄적 측정은 단일 사건보다 더 넓은 범위에서 주거 불안정을 포착하여, 주거 문제를 경험하지 않은 집단과 명확히 구별할 수 있다는 장점이 있다(Burgard et al., 2012; Kang, 2022). 이때 주거 불안정 측정에 포함된 주거 불안정 사건의 심각성이 모두 동일하다고 보기는 어려우므로 가구가 경험한 주거 불안정 사건의 수와 주거 불안정 심각도의 연관성이 불명확하다는 한계가 있다(Kim et al., 2017; Murdoch et al., 2023). 이에 다수의 연구에서 주거비 부담, 퇴거, 노숙 등 주거 불안정 상황 중 하나 이상 해당하는 경우 주거 불안정을 경험한 것으로 보았다(Curry, 2017; Marcal, 2018; Priester et al., 2017). 본 연구에서도 이러한 접근을 참고하여 8가지 주거 불안 상황 중 한 가지 이상 있음으로 응답한 경우 주거 불안정 경험 있음(1), 모두 없음으로 응답한 경우 경험 없음(0)으로 코딩하였다.
라. 통제변수
본 연구는 청년, 1인 가구, 근로자에 관한 선행연구를 바탕으로 우울에 영향을 미칠 가능성이 있는 개인 요인, 경제 요인, 건강행동 요인, 환경 요인을 통제변수로 투입하였다. 먼저 개인 요인 중 성별은 ‘남성(1)’, ‘여성(0)’으로 더미화하였고, 연령은 ‘19~24세(0)’, ‘25~29세(1)’, ‘30~34세(2)’로 구분한 뒤 19~24세를 기준집단으로 투입하였다. 학력은 ‘고등학교 졸업 이하(0)’, ‘고등학교 졸업 초과(1)’로, 배우자 유무는 ‘배우자 없음(0)’, ‘배우자 있음(1)’으로 더미화하여 투입하였다. 경제 요인 중 소득계층인식은 ‘하층(1)’, ‘중하층(2)’, ‘중간층(3)’, ‘중상층(4)’, ‘상층(5)’으로 설정하여 연속형 변수로 측정하였다. 건강행동 요인 중 흡연 여부는 ‘과거에는 피웠으나 현재는 피우지 않는다’와 ‘한 번도 피운 적 없다’를 ‘비흡연자(0)’, ‘매일 피운다’와 ‘가끔 피운다’를 ‘흡연자(1)’로 더미화하여 투입하였다. 음주 여부는 ‘전혀 마시지 않는다’를 ‘비음주자(0)’, ‘한 달에 1번 미만~일주일에 4번 이상’을 ‘음주자(1)’로, 운동 여부는 ‘전혀 하지 않는다’를 ‘비실천(0)’, ‘일주일에 1번 미만 ~ 일주일에 5번 이상’을 ‘실천(1)’으로 더미화하여 투입하였다. 환경 요인 중 근로시간은 ‘40시간 이하(1)’, ‘40시간 초과(0)’, 일간휴식은 ‘11시간 미만(1)’, ‘11시간 이상(0)’, 거주지역은 ‘수도권(1)’, ‘비수도권(0)’으로 더미화하여 투입하였다.
4. 자료분석 방법
본 연구는 분석을 위해 SPSS 27.0과 PROCESS macro V4.2 프로그램을 활용하였고, 연구대상자의 일반적 특성 및 주요 변수의 특성을 파악하고자 빈도분석 및 기술통계분석을 실시하였다. 또한, 주요 변수 간 상관관계와 다중공선성 확인을 위해 상관관계 분석을 실시하였으며, 고용 형태가 1인 가구 청년 임금근로자의 우울에 미치는 영향을 파악하고, 그 관계에서 주거 불안정의 조절효과를 검증하기 위해 위계적 선형회귀분석을 실시하였다. 마지막으로 PROCESS macro V4.2의 model 1을 활용하여 조절효과를 재확인하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
연구대상자인 1인 가구 청년 임금근로자의 일반적인 특성을 개인 요인(성별, 연령, 학력, 배우자 유무), 경제 요인(소득계층인식), 건강행동 요인(흡연 여부, 음주 여부, 운동 여부), 환경 요인(근로시간, 일간휴식, 거주지역)으로 구분하였고, 분석 결과는 다음의 <표 1>에 구체적으로 제시되어 있다. 개인 요인을 살펴보면, 연구대상자의 성별은 남성 1,842명(49.6%), 여성 1,868명(50.4%)으로 여성의 비율이 상대적으로 높았다. 연구대상자의 연령은 19~24세 1,166명(31.4%), 25~29세 1,520명(41.0%), 30~34세 1,024명(27.6%)으로 나타났으며, 학력은 고등학교 졸업 초과가 3,121명(84.1%)으로 고등학교 졸업 초과 비율이 특히 높았다. 배우자 유무는 배우자 없음이 3,662명(98.7%)으로 배우자 없음의 비율이 압도적으로 높았다. 다음으로 경제 요인 중 소득계층인식은 평균 2.65점(SD=0.74)으로 나타났다. 건강행동 요인 중 흡연 여부는 비흡연자 2,821명(76.0%)으로 비흡연자가 과반수를 차지했으며, 음주 여부는 음주자 3,107명(83.7%)으로 음주자의 비율이 높았다. 운동 여부의 경우 비실천이 2,468명(66.5%)으로 비실천 비율이 상대적으로 높았다. 마지막으로 환경 요인 중 근로시간은 40시간 이하가 2,846명(76.7%)으로 40시간 이하의 비율이 상대적으로 높았으며, 일간휴식은 11시간 이상 3,226명(87.0%), 11시간 미만 484명(13.3%), 거주지역은 비수도권 2,475명(66.7%), 수도권 1,235명(33.3%)으로 나타났다.
표 1
연구대상자의 일반적 특성
| 변수 | 범주 | N(%)/Mean±SD | |
|---|---|---|---|
| 개인요인 | 성별 | 남성 | 1,842(49.6) |
| 여성 | 1,868(50.4) | ||
| 연령 | 19~24세 | 1,166(31.4) | |
| 25~29세 | 1,520(41.0) | ||
| 30~34세 | 1,024(27.6) | ||
| 학력 | 고졸 이하 | 589(15.9) | |
| 고졸 초과 | 3,121(84.1) | ||
| 배우자 유무 | 배우자 있음 | 48(1.3) | |
| 배우자 없음 | 3,662(98.7) | ||
| 경제 요인 | 소득계층인식 | 2.65±0.74 | |
| 건강 행동 요인 | 흡연 여부 | 흡연자 | 889(24.0) |
| 비흡연자 | 2,821(76.0) | ||
| 음주 여부 | 음주자 | 3,107(83.7) | |
| 비음주자 | 603(16.3) | ||
| 운동 여부 | 실천 | 1,242(33.5) | |
| 비실천 | 2,468(66.5) | ||
| 환경 요인 | 근로시간 | 40시간 이하 | 2,846(76.7) |
| 40시간 초과 | 864(23.3) | ||
| 일간휴식 | 11시간 이상 | 3,226(87.0) | |
| 11시간 미만 | 484(13.0) | ||
| 거주지역 | 비수도권 | 2,475(66.7) | |
| 수도권 | 1,235(33.3) | ||
2. 주요 변수의 특성
가. 기술통계
본 연구에 포함된 주요 변수는 독립변수인 고용 형태, 종속변수인 우울과 조절변수인 주거 불안정이다. 명목형 변수인 고용 형태와 주거 불안정은 빈도분석을 실시하였고, 연속형 변수에 해당하는 우울은 기술통계 분석을 실시하였다. 그 결과는 <표 2>에 구체적으로 제시되어 있다.
표 2
주요 변수의 특성
| 구분 | 범주 | N(%)/Mean±SD | 최솟값/최댓값 | |
|---|---|---|---|---|
| 독립변수 | 고용 형태 | 상용 | 3,160(85.2) | - |
| 임시일용 | 550(14.8) | - | ||
| 종속변수 | 우울 | 3.08±4.07 | 0/27 | |
| 조절변수 | 주거 불안정 | 경험 있음 | 521(14.0) | - |
| 경험 없음 | 3,189(86.0) | - | ||
첫째, 고용 형태는 ‘상용 근로자’를 0, ‘임시일용 근로자’를 1로 더미화하여 빈도분석을 실시했다. 상용 근로자는 3,160명(85.2%), 임시일용 근로자는 550명(14.8%)이었다.
둘째, 우울은 4점 리커트(0~3점) 척도로 구성된 총 9개의 문항으로 측정되어 총점 범위는 0~27점이다. 우울의 평균값은 3.08점, 표준편차는 4.07이며, 최솟값은 0, 최댓값은 27이었다. 왜도의 절댓값은 2.327, 첨도의 절댓값은 7.08로 각각 3.0과 10.0을 넘지 않아 정규성 문제없음이 확인되었다(Kline, 2011).
셋째, 주거 불안정은 ‘경험 없음’을 0, ‘경험 있음’을 1로 더미화하여 빈도분석을 실시했다. 주거 불안정 경험 있음은 521명(14.0%), 경험 없음은 3,189명(86.0%)이었다.
나. 상관관계분석
본 연구에서는 연구 모형 검증에 앞서 다중공선성이 존재하는지 확인하고자 Pearson 상관관계 분석을 실시하여 주요 변수 간의 상관관계를 살펴보았으며, 그 결과는 <표3>과 같다. 고용 형태와 우울(r=.057, p<.01), 주거 불안정과 우울(r=.196, p<.001) 모두 정적으로 유의미한 상관관계를 보였다. 더불어, 통제변수를 포함한 모든 연구 변수의 상관계수 값은 0.85 이하로 나타나 강한 상관에 의한 다중공선성 문제가 없는 것으로 확인되었다.
표 3
변수 간 상관관계분석
| 구분 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. | 성별 | 1 | |||||||||||||
| 2. | 연령 | .079*** | 1 | ||||||||||||
| 3. | 학력 | -.110*** | .038* | 1 | |||||||||||
| 4. | 배우자 유무 | .034* | .127*** | -.042* | 1 | ||||||||||
| 5. | 소득계층인식 | -.038* | -.065*** | .167*** | .016 | 1 | |||||||||
| 6. | 흡연 여부 | .358*** | -.015 | -.141*** | .025 | -.064*** | 1 | ||||||||
| 7. | 음주 여부 | .075*** | -.012 | .019 | -.001 | .110*** | .153*** | 1 | |||||||
| 8. | 운동 여부 | .090*** | -.008 | .030 | -.016 | .077*** | -.028 | .012 | 1 | ||||||
| 9. | 근로시간 | -.061*** | -.067*** | .113*** | .007 | .050***- | .108***- | .073*** | .058*** | 1 | |||||
| 10. | 일간휴식 | .027 | .062*** | .013 | .012 | .028 | .011 | .036* | .014 | -.165*** | 1 | ||||
| 11. | 거주지역 | -.035* | .045** | .033* | -.030 | -.001 | -.021 | -.013 | -.036* | .010 | .054** | 1 | |||
| 12. | 고용 형태 | .000 | -.208*** | .026 | -.007 | -.062*** | .016 | -.007 | -.011 | .083*** | -.078*** | -.013 | 1 | ||
| 13. | 우울 | -.088*** | .016 | .003 | .011 | -.134*** | .041* | .034* | -.068*** | -.086*** | .145*** | .072*** | .057** | 1 | |
| 14. | 주거 불안정 | -.017 | .042* | -.037* | -.019 | -.186*** | .046*** | -.053** | -.057** | -.025 | .039* | .017 | .030 | .196*** | 1 |
다. 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태, 주거 불안정 및 우울의 관계
1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향과 주거 불안정의 조절효과를 증명하기 위해 위계적 선형회귀분석을 실시하였으며, 분석 결과는 <표 4>와 같다. 먼저, 1단계에서는 개인 요인(성별, 연령, 학력, 배우자 유무), 경제 요인(소득계층인식), 건강행동 요인(흡연 여부, 음주 여부, 운동 여부), 환경 요인(근로시간, 일간휴식, 거주지역)과 고용 형태, 주거 불안정, 우울을 투입한 것이다.
표 4
고용 형태와 우울의 관계 및 주거 불안정의 조절효과
| 구분 | 1단계 | 2단계 | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | SE | β | t | B | SE | β | t | |||
| 통제변수 | 성별 | -0.918 | 0.138 | -0.113 | -6.629*** | -0.921 | 0.138 | -0.113 | -6.653*** | |
| 연령 | 25~29세 | 0.071 | 0.156 | 0.009 | 0.457 | 0.059 | 0.156 | 0.007 | 0.377 | |
| 30~34세 | 0.070 | 0.174 | 0.008 | 0.402 | 0.056 | 0.174 | 0.006 | 0.321 | ||
| 학력 | 0.272 | 0.181 | 0.024 | 1.509 | 0.286 | 0.181 | 0.026 | 1.581 | ||
| 배우자 유무 | 0.680 | 0.572 | 0.019 | 1.189 | 0.699 | 0.572 | 0.019 | 1.223 | ||
| 소득계층인식 | -0.596 | 0.090 | -0.108 | -6.600*** | -0.600 | 0.090 | -0.109 | -6.642*** | ||
| 흡연 여부 | 0.518 | 0.164 | 0.054 | 3.162** | 0.516 | 0.164 | 0.054 | 3.152** | ||
| 음주 여부 | 0.515 | 0.177 | 0.047 | 2.913** | 0.504 | 0.177 | 0.046 | 2.853** | ||
| 운동 여부 | -0.303 | 0.137 | -0.035 | -2.212* | -0.307 | 0.137 | -0.036 | -2.245* | ||
| 근로시간 | -0.554 | 0.156 | -0.057 | -3.551*** | -0.558 | 0.156 | -0.058 | -3.576*** | ||
| 일간휴식 | 1.621 | 0.193 | 0.134 | 8.391*** | 1.627 | 0.193 | 0.135 | 8.422*** | ||
| 거주지역 | 0.516 | 0.136 | 0.060 | 3.797*** | 0.524 | 0.136 | 0.061 | 3.856*** | ||
| 독립 | 고용 형태 | 0.707 | 0.186 | 0.062 | 3.805*** | 0.543 | 0.202 | 0.047 | 2.681** | |
| 조절 | 주거 불안정 | 1.913 | 0.188 | 0.163 | 10.196*** | 1.742 | 0.205 | 0.149 | 8.480*** | |
| 상호작용항 | 1.000 | 0.490 | 0.038 | 2.041* | ||||||
| R2 | .095 | .096 | ||||||||
| Adjusted R2 | .092 | .092 | ||||||||
| △R2 | .025 | .001 | ||||||||
| F | 27.774*** | 26.222*** | ||||||||
1단계 모형의 설명력은 9.5%로 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다(F=27.774, p<.001). 회귀분석 결과, 독립변수인 고용 형태는 우울에 정(+)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.062, p<.001). 즉, 통제변수에 의해 통제되었을 때 고용 형태가 임시일용직인 집단의 우울수준이 상용직 집단보다 높은 것으로 해석할 수 있다. 통제변수 중에서는 성별이 여성일 경우(β=-.113, p<.001), 소득계층인식 수준이 낮을수록(β=-.108, p<.001), 흡연자인 경우(β=.054, p<.01), 음주자인 경우(β=.047, p<.01), 운동 비실천 집단인 경우(β=-.035, p<.05), 근로시간이 40시간 초과인 경우(β=-.057, p<.001), 일간휴식이 11시간 미만인 경우(β=.134, p<.001), 거주지역이 수도권일 경우(β=.060, p<.001) 우울 수준이 높은 것으로 분석되었다. 조절 변수인 주거 불안정은 우울에 통계적으로 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.163, p<.001). 즉, 주거 불안정 경험이 있는 집단의 우울 수준이 기준집단이었던 경험이 없는 집단보다 높은 것으로 해석할 수 있다.
1단계 모형에서 상호작용항을 추가로 투입한 2단계 모형은 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(F=26.222, p<.001). 모형 설명력은 9.6%로 2단계 모형보다 0.1% 증가하였고, F 변화량은 4.164로 나타났으며, 유의확률 F 변화량이 p<.05 수준에서 유의하였다. 회귀분석 결과, 1단계와 동일하게 고용 형태(β=.047, p<.01)와 주거 불안정(β=.149, p<.001)은 각각 우울에 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 임시일용 근로자의 우울 수준이 기준집단이었던 상용 근로자보다 더욱 높으며, 주거 불안정 경험이 있는 집단의 우울 수준이 경험이 없는 집단보다 높다고 해석할 수 있다. 다음으로 상호작용항이 1인 가구 청년 임금근로자 우울 수준에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.038, p<.05). 이는 고용 형태가 1인 가구 청년 임금근로자의 우울에 미치는 영향력에 있어 주거 불안정에 따른 차이가 있음을 의미한다. 다시 말해, 주거 불안정 경험이 있는 집단인 경우 경험이 없는 집단보다 고용 형태가 우울에 미치는 영향력이 크다. 통제변수 중에서는 성별이 여성일 경우(β=-.113, p<.001), 소득계층인식 수준이 낮을수록(β=-.109, p<.001), 흡연자인 경우(β=.054, p<.01), 음주자인 경우(β=.046, p<.01), 운동 비실천 집단인 경우(β=-.036, p<.05), 근로시간이 40시간 초과인 경우(β=-.058, p<.001), 일간휴식 11시간 미만인 경우(β=.135, p<.001), 거주지역이 수도권일 경우(β=.061, p<.001) 우울 수준이 높은 것으로 분석되었다.
[그림 2]를 통해 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향에 있어 주거 불안정의 조절효과를 그래프로 확인할 수 있다. 우선, 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 임시일용직인 경우 상용직보다 우울 수준이 높다. 다음으로 주거 불안정을 경험 있음(1)과 경험 없음(0)으로 구분하여 각각의 기울기를 통해 주거 불안정의 조절효과를 파악할 수 있다. 주거 불안정에 따라 고용 형태가 우울에 미치는 관계의 기울기가 달라지므로 조절효과가 있는 것으로 나타났다. 즉, 주거 불안정 경험이 없는 집단에 비해 경험이 있는 집단인 경우 고용 형태가 임시일용직일 때 우울 수준이 상대적으로 높아지는 것으로 확인되었다. 이는 고용 형태가 1인 가구 청년 임금근로자의 우울 수준을 증가시키는 위험 요인으로 작용하나, 주거 불안정에 따라 그 영향력이 달라짐을 의미한다. 따라서, 본 결과는 1인 가구 청년 임금근로자의 우울에 개입하는 데 있어 고용 형태에 대한 고려와 더불어 주거 불안정 경험이 있는 집단에 대한 추가적인 개입이 고려되어야 함을 시사한다.
Ⅴ. 결론 및 논의
1. 연구 결과 요약 및 사회복지적 제언
본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향과 주거 불안정의 조절효과를 검증하는데 목적이 있으며, 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태와 우울 간 정(+)적 관계를 확인하였다. 개인 요인, 경제 요인, 건강행동 요인, 환경 요인을 통제하여 회귀분석을 실시한 결과, 임시일용 근로자의 우울 수준이 상용 근로자에 비해 높은 것으로 확인되었다(β=.067, p<.001). 해당 결과는 고용 형태의 차이가 근로자들의 우울 및 정신건강 수준에 영향을 미친다는 선행연구 결과와 일치한다(Lewis et al., 2017; Pirani & Salvini, 2015; 송이은, 김진영, 2012; 이소민 외, 2023; 이수비, 2021; 최혜지, 정은수, 2018). 임시일용 근로자는 상용 근로자와 비교할 때 고용계약 기간이 짧아 고용 안정성에 대한 불안감과 함께 근로 의욕 저하, 삶에 대한 계획 불투명 등의 부정적 영향을 받을 가능성이 크다(이상호, 2005). 또한, 이들은 열악한 근무환경, 낮은 업무 자율성, 높은 산업재해 위험에 노출된 경우가 많다(Bolibar et al., 2021; Eurofound, 2013). 임시일용 근로자가 처한 이러한 환경 조건이 상용 근로자보다 높은 이들의 우울 수준을 설명한다. 따라서, 고용 형태가 임시일용직인 1인 가구 청년 임금근로자는 우울 수준이 높을 수 있다는 점을 고려하여, 임시일용 근로자인 1인 가구 청년들의 우울 예방에 더욱 특별한 개입이 요구된다.
둘째, 1인 가구 청년 임금근로자의 주거 불안정과 우울 간 정(+)적 관계를 확인하였다. 개인 요인, 경제 요인, 건강행동 요인, 환경 요인을 통제하여 회귀분석을 실시한 결과, 주거 불안정 경험이 있는 집단이 없는 집단보다 우울 수준이 높은 것으로 분석되었다(β=.163, p<.001). 해당 결과는 주거 불안정 사건은 개인의 통제력을 감소시키고 스트레스를 증가시키기 때문에 불안과 우울증으로 이어질 가능성이 크다는 선행연구 결과와 맥을 같이 한다(Kang, 2022; Nettleton & Burrows, 1998; Ross & Squires, 2011). 이러한 결과는 주거 불안정이 1인 가구 청년 임금근로자의 우울 위험을 높이는 선행요인으로 작용했다는 것을 보여준다. 따라서, 1인 가구 청년 임금근로자의 우울 예방을 위해 이들이 주거 불안정 상황에 놓이지 않도록 개입할 필요성이 있음을 시사한다.
셋째, 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향에서 주거 불안정의 조절효과를 검증하였다. 위계적 선형회귀분석 결과, 고용 형태와 주거 불안정의 상호작용항이 우울에 유의미한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.038, p<.05). 즉, 주거 불안정 경험이 없는 경우보다 있는 경우에 고용 형태가 우울에 미치는 영향력이 더 큰 것으로 분석되었다. 이는 주거 불안정이 고용 형태와 우울의 관계에서 통계적으로 유의미한 조절 효과를 나타낸다고 해석된다. 본 연구 결과를 통해 주거 불안정은 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태와 우울의 관계를 이해하는 데 중요한 역할을 하는 것으로 해석된다. 즉, 1인 가구 청년 임금근로자의 우울을 효과적으로 예방하기 위해서는 주거 불안정을 겪지 않도록 개입할 필요가 있다.
본 연구 결과를 바탕으로 1인 가구 청년 임금근로자의 우울을 예방하기 위한 사회복지적 개입 방안을 다음과 같이 제안하고자 한다. 첫째, 1인 가구 청년 임시일용 근로자의 우울 예방 및 완화를 위한 공공서비스 이용을 활성화할 필요가 있다. 청년들이 정신건강 문제를 해결하기 위해 접근할 수 있는 자원으로는 병원, 사설상담소, 온라인 상담 등 다양하게 존재하지만 치료 및 상담 과정에서 비용 부담이 큰 점이 주요한 어려움으로 나타났다(박지혜, 이선혜, 2022). 이때 공공서비스는 비용 측면에서 무상 또는 비교적 저렴하게 제공되는 경우가 많아 청년 근로자의 정신건강 도움 요청 과정에서 실질적인 접근성을 높이는 중요한 역할을 할 수 있다. 본 연구의 결과는 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울을 증가시키는 주요한 원인 중 하나임을 검증하였다. 이러한 관계에서 1인 가구 청년 임금근로자들의 우울에 개입하는 데 있어 임시일용 근로자에 대한 적극적인 공공서비스 지원이 필요함을 알 수 있다. 현재 대표적인 근로자 대상의 공공서비스로 근로복지공단의 근로복지넷을 활용한 근로자지원프로그램(EAP)이 있다. 해당 프로그램은 중소기업 근로자를 대상으로 정서 문제(우울, 불안 등), 자살, 스트레스 관리 등 15개 분야에 대해 1인당 연 최대 7회의 온·오프라인 상담을 무상으로 제공한다(근로복지넷, 2024). 그러나 2023년 근로복지넷 EAP 서비스 이용자 중 취약계층 근로자의 비중은 33.9%에 불과했으며, 그중 임시일용직 등의 비정규직 근로자는 5.6%로 상당히 낮은 비중을 차지했다(근로복지공단, HUNO, 2024). EAP 상담 진행의 주요한 방해 요인으로 근무시간대에 진행되는 상담에 대한 부담감이 제시되는데(김수림, 2023; 이경민, 최은미, 2017), 특히, 비정규직 근로자는 정규직에 비해 근무 시간 조정의 자율성이 낮아 상담 서비스에 접근하기 어려운 것으로 분석된다. 따라서 근무 시간에 구애받지 않는 온라인 상담 서비스를 활성화하고, 오프라인 상담과 온라인 상담 간의 서비스 품질 차이를 최소화하며 홍보를 강화할 필요가 있다. 또한, 각 지자체의 조례에 따라 설치 및 운영되고 있는 비정규직노동자지원센터를 활용하여 임시일용직 근로자의 우울 완화를 위한 심리상담프로그램을 활성화하는 방안도 고려할 수 있다.
둘째, 1인 가구 임시일용 근로자를 청년 대상 정신건강 지원 사업의 우선지원대상으로 포함할 필요가 있다. 2020년 「청년기본법」 제정 전후를 기점으로 청년 정신건강 문제 해결을 위한 다양한 정책과 사업에 대한 관심이 크게 증가하였다(박지혜, 이선혜, 2022). 이에 따라 청년을 대상으로 한 여러 정신건강 지원 사업이 운영되고 있다. 먼저, 보건복지부의 청년 마음건강지원사업은 만 19세 이상 34세 이하 청년을 대상으로 하며, 자립준비청년· 보호연장아동(1순위)과 정신건강복지센터 연계자(2순위)를 우선지원대상으로 선정했다. 우선지원대상 1순위는 본인부담금이 면제되며, 그 외에는 본인부담금 10% 부담 시 3개월 동안 주 1회씩 전문심리상담을 받을 수 있다(보건복지부, 2024). 서울시는 심리지원이 필요한 서울 거주 청년을 대상으로 일대일 심층 심리상담(최대 10회)을 무료로 제공하고 있다(서울특별시 청년몽땅정보통, 2024). 전라남도 장성군은 정서적 어려움을 겪는 청년을 위해 우울증·스트레스 검사 및 고위험군에 대한 전문 상담과 치료비 지원을 포함한 '청년 마인드 케어' 프로그램을 운영하고 있다(장성군청, 2024). 그러나 이러한 사업들은 한정된 예산 범위 내에서 제한된 인원만을 대상으로 하므로 우선지원대상이 아닌 1인 가구 청년 임시일용 근로자는 이용하기 어려울 수 있다. 본 연구를 통해 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울을 증가시키는 주요 원인 중 하나임을 검증하였으며, 이들 중 특히 임시일용 근로자에게 우선적인 지원이 필요함을 강조한다. 이에 1인 가구 임시일용 근로자를 우선적인 지원 대상으로 포함할 필요가 있다.
셋째, 1인 가구 청년 임시일용 근로자의 복합적인 어려움을 효과적으로 다룰 수 있는 통합적인 지원 사업이 마련될 필요가 있다. 1인 가구 청년 임시일용 근로자는 앞서 언급했던 근로자 대상 EAP 서비스와 청년 대상의 청년마음건강지원사업, 청년마인드케어 외에도 1인 가구 상담멘토링 사업 대상에 해당한다. 1인 가구 상담멘토링은 각 자치구의 1인 가구 지원센터를 통해 제공되는 사업으로, 1인 가구(멘티)와 심리상담 전문가(멘토) 간 결연을 통해 멘티의 우울감 해소와 사회관계 증진을 도모하는 사업이다(서울특별시, 2024). 이렇듯 1인 가구 청년 임시일용 근로자들이 활용할 수 있는 정신건강 지원 사업은 근로자 대상 사업, 청년 대상 사업, 1인 가구 대상 사업 등으로 산발적이다. 산발적인 사업 추진은 유사 기능 중복, 서비스 분절 등의 문제를 야기할 수 있다. 따라서 이러한 사업들을 통합적으로 연계하거나 대상자의 특수성을 고려한 맞춤형 서비스를 마련하여 1인 가구 청년 임시일용 근로자의 복합적인 어려움을 효과적으로 해소할 수 있도록 할 필요가 있다.
넷째, 1인 가구 청년 임금근로자의 우울 예방 요인으로서 안정적인 일자리 확대 및 불안정 고용 환경 개선을 위한 정책적 노력이 이루어져야 한다. 최근 노동 시장의 급격한 변화로 청년들의 고용 불안정이 크지만, 현행 청년 일자리 정책은 양적 증가에 집중되어 있다. 현행 정책으로는 취업애로 청년을 고용한 중소기업에 장려금을 지급하는‘청년일자리도약장려금 사업’, 빈 일자리 업종 중소기업 취업 청년에게 지원금을 지급하는‘일자리채움 청년지원금 사업’, 취업 활동에 대한 자신감 고취를 위한 맞춤형 프로그램과 취업 시 인센티브를 지급하는 ‘청년도전지원사업’ 등이 있다(고용노동부, 2024). 이와 같은 고용 지원 위주의 정책은 단기적 성과에 매몰되어 실효성이 낮을 수밖에 없으며, 청년들을 낮은 수준의 일자리로 입직하게 하여 청년기의 불안정성이 확산할 수 있다(박나리, 김교성, 2021). 따라서, 단순히 일자리의 양적 증가에 집중하기보다는 청년들이 고용의 질이 보장된 안정적인 일자리로 입직할 수 있도록 장기적인 관점에서 정책을 수립할 필요가 있다. 구체적으로 청년 일자리 정책 수립 시 고용 유지 기간, 고용 유지율과 같은 질적 지표를 포함해 고용의 지속성과 안정성을 측정할 수 있는 평가 기준을 마련하고, 이를 통해 정책의 성과를 장기적으로 평가할 필요가 있다. 특히, 한국 노동시장의 강한 이중구조가 청년층의 고용 불안정과 정신건강 악화에 미치는 영향을 고려할 때, 이러한 질적 지표는 정책의 효과성을 높이는 데 중요한 역할을 할 것이다.
다섯째, 1인 가구 청년 임금근로자가 불안정한 고용과 주거 불안정을 동시에 겪지 않도록 고용 정책과 주거 정책을 연계한 프로그램을 제공하는 방안에 대한 고려가 필요하다. 정부는 청년 근로자를 위해 주거와 일자리 지원 시설 등을 결합한 ‘청년 일자리연계형 지원주택’을 공급하고 있다. 그러나 신청 자격이 창업인, 중소기업·산단기업 근무자, 지역전략산업 종사자로 한정되어 있다(국토교통부, 2023). 주거 불안정이라는 스트레스 사건은 고용 형태에 따른 우울 수준을 심화시키는 요인으로 작용한다. 따라서 고용 형태가 불안정한 임시일용 근로자의 주거 불안정으로 인한 스트레스 예방 및 완화를 위하여 이들을 지원 대상에 포함할 필요가 있다.
여섯째, 우울의 위험이 높은 1인 가구 청년 임시일용 근로자를 대상으로 안정적인 주거 설계를 위한 정보 제공 및 교육 등 실질적인 주거복지 서비스가 지원되어야 한다. 서울시에서는 2020년 5월부터 2021년 12월까지 서울시청년주거상담센터를 설치·운영하여 청년을 대상으로 주거 교육 및 상담, 1인 가구 주택관리 서비스 등을 제공한 바 있다(서울주거포털, 2020). 서울시청년주거상담센터와 같이 청년들이 주거 불안정 문제 공유하고 해결해나갈 수 있는 장을 마련하여 지속적으로 운영할 필요가 있다. 또한, 1인 가구 청년 임시일용 근로자들이 퇴근 후에도 이용할 수 있는 주거 상담 서비스를 확대할 필요가 있다. 현재 운영되고 있는 주거 복지 관련 상담은 대개 평일 9시부터 18시 사이에 운영되는데, 임시일용직 근로자의 경우 유연근무제 사용 등 근무 시간 조정의 자율성이 낮아 상담 서비스를 이용하기 어려울 수 있다. 이에 따라 ‘종로구 퇴근길 주거복지상담소(매월 두 번째 수요일 18:30~20:00 운영)’와 같은 사례를 참고하여 보다 많은 청년들이 실질적으로 상담 서비스를 이용할 수 있는 환경을 조성해야 한다. 더불어, 국가 및 지자체는 주거복지 전문 인력인 사회복지사, 주거복지사 등을 양성하여 주거복지 정보 및 교육 제공, 주거 문제 상담 등 양질의 주거복지 서비스를 제공할 필요가 있다(박애리 외, 2017).
2. 연구의 제한점 및 후속 연구를 위한 제언
본 연구는 2차 자료를 활용하여 진행되어 연구의 제한점이 존재하고, 후속 연구의 방향에 대한 제언은 다음과 같다.
첫째, 1인 가구 청년 임금근로자의 다양한 고용 형태를 포괄하여 분석할 필요가 있다. 본 연구에서는 고용 형태를 상용직과 임시일용직으로 구분하고, 연구대상을 임금근로자로 한정하여 분석을 진행하였다. 고용 형태의 구분은 상용직과 임시일용직 외에도 정규직과 비정규직으로 구분되기도 하며, 비정규직을 파견, 용역, 특수형태근로, 한시적 근로자 등으로 세분화할 수도 있다. 또한, 임금근로자 외에도 자영업자, 무급가족종사자와 같은 비임금근로자가 존재한다. 따라서 후속 연구에서는 다양한 고용 형태를 포괄하고 세분화하여 살펴볼 필요가 있다.
둘째, 1인 가구 청년 임금근로자의 주거 불안정 측정에 다양한 차원을 포괄할 필요가 있다. 본 연구에서는 월 임대료 연체, 임대보증금 부족 등 주거비 관련 요소를 주거 불안정 측정에 포함하였으나, 2차 데이터의 한계로 객관적인 주거비 부담을 측정에 포함하지 못했다는 한계가 있다. 후속 연구 진행 시 소득 대비 주거비 비율과 같은 객관적인 주거비 부담 항목을 추가한다면 보다 다차원적인 주거 불안정을 측정함으로써 더욱 풍부하고 세분된 함의를 제시하는 데 기여할 수 있을 것으로 기대된다.
셋째, 주요 변수들의 시점을 일치시키거나, 다양한 시점에서의 데이터를 수집하여 시점 차이로 인한 혼동을 최소화할 필요가 있다. 본 연구에서 독립변수인 고용 형태는 조사 시점으로부터 1주 전의 상태를 반영하고, 종속변수인 우울은 조사 시점으로부터 지난 2주 동안의 증상을 반영하며, 조절변수인 주거 불안정은 조사 시점으로부터 지난 12개월 동안의 경험을 반영하고 있다. 이러한 변수 간의 시점 차이는 독립변수와 종속변수 간의 시간적 우선성을 입증하기 어렵게 만들며, 변수 간의 상호작용을 명확히 해석하는 데 한계를 초래할 수 있다. 그러므로 후속 연구에서는 변수들의 시점을 일치시키거나, 다양한 시점에서의 데이터를 수집하여 시점 차이로 인한 혼동을 최소화할 필요가 있다.
넷째, 1인 가구 청년 임금근로자의 정신건강에 영향을 미칠 수 있는 다양한 사회적 결정요인을 포함할 필요가 있다. 본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 형태가 우울에 미치는 영향을 분석하는 데 중점을 두었으나, 정신건강에 영향을 미칠 수 있는 다양한 사회적 결정요인을 충분히 포함하지 못했다. 예를 들어, 사회적 지원, 직장 내 괴롭힘, 가족 관계, 부모의 지원, 부모의 사회경제적 지위 등의 변수들을 통제하지 못해 연구 결과의 일반화에 한계가 있을 수 있다. 또한, 통제변수로 포함된 건강행태 관련 변수는 우울의 결과로 나타날 가능성도 존재하므로 결과 해석 시 유의가 필요하다. 따라서, 후속 연구에서는 다양한 사회적 결정요인을 포함하여 1인 가구 청년 임금근로자의 정신건강에 대한 종합적인 분석이 이루어질 필요가 있다.
위와 같은 한계점이 있음에도 본 연구는 1인 가구 청년 임금근로자의 우울 수준에 영향을 미치는 사회적 결정요인에 해당하는 고용 요인과 주거 요인을 함께 살펴보았다는 점에서 의미가 있다. 또한, 본 연구는 고용 불안정과 주거 불안정에 특히 취약한 ‘1인 가구 청년 임금근로자’에 초점을 두고, 이들의 고용 형태와 우울, 주거 불안정 간의 관계를 살펴보았다는 점에서 기존 선행연구와 차별성을 가진다. 끝으로, 연구 결과를 토대로 1인 가구 청년 임금근로자의 고용 및 주거 불안정과 우울을 예방·완화하기 위한 사회복지 실천적 및 정책적 개입 방안을 모색 후 제시하였다는 데 의의가 있다.
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- 투고일Submission Date
- 2024-10-25
- 수정일Revised Date
- 2025-01-01
- 게재확정일Accepted Date
- 2025-01-22
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