청년의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향: 사회 신뢰의 매개효과를 중심으로
The Impact of Perceived Social Conflict on Depression Among Young Adults: Focusing on the Mediating Role of Social Trust
Park, Chaerim1
보건사회연구, Vol.45, No.2, pp.262-281, June 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.2.262
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 한국 사회는 연령, 성별, 정치 이념 등 다양한 집단 간 갈등이 심화되고 있다. 청년 세대는 사회구조적 영향을 크게 받는 세대로, 사회적 갈등에 민감하게 반응할 가능성이 높으며, 이는 정신건강의 문제로 이어질 수 있다. 따라서 연구자는 청년들의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 하였다. 또한, 사회 신뢰는 사회 갈등, 그리고 우울과 밀접한 관계가 있는 사회적 자본의 주요 요소로 본 연구는 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계에서 사회 신뢰가 매개 역할을 할 것을 확인하고 구체적 메커니즘을 제시하고 자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 한국보건사회연구원 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 조사에 참여한 청년 층 14,931명을 대상으로 분석한 결과, 사회 갈등 인식은 청년의 우울을 증가시키는 것으로 나타났으며, 사회 신뢰는 이를 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 청년들의 사회 갈등 인식의 증가는 사회 신뢰를 감소시키며, 사회 신뢰가 감소할수록 우울이 증가하였다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년의 정신건강 보호를 위해 정부와 지자체는 사회 갈등 완화와 사회 신뢰 감소를 위하여 적극적 방안을 마련해야 한다. 이를 위해서는 학교, 직장, 지역사회 내 갈등 해결 교육 추진, 공공 커뮤니케이션 촉진을 위한 공론장 마련, 그리고 개인이 자발적으로 참여할 수 있는 다양한 사회참여 활동 및 네트워크를 구축해야 한다.
Abstract
This study aims to empirically analyze the impact of perceived social conflict on depression among young adults and the mediating role of social trust. Using data from the 2022 "Survey on the Lives of Young Adults" conducted by the Korea Institute for Health and Social Affairs (KIHASA), a sample of 14,931 young adults was analyzed. Several key findings emerged. First, the level of depression increases with the level of perceived social conflict. Second, higher levels of perceived social conflict are associated with lower levels of social trust. Third, social trust mediates the relationship between perceived social conflict and depression. This indicates that as the level of perceived social conflict rises, social trust decreases, which in turn exacerbates depression. Based on these results, this study recommends that the government and local authorities implement policies to alleviate social conflict and enhance social trust in order to protect the mental health of young adults. Specifically, creating spaces for communication, providing opportunities for participation in various social organizations, and ensuring employment stability for young adults are crucial. This study is significant in that it empirically explores the impact of perceived social on young adults’ mental health within the unique context of Korean society and offers policy recommendations to promote their well-being and social integration.
초록
본 연구는 한국 청년들의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향과 사회 신뢰의 매개효과를 실증적으로 분석하는 것을 목표로 한국보건사회연구원의 ‘2022년 청년 삶 실태조사’ 데이터를 활용하여 14,931명의 청년을 대상으로 분석하였다. 연구 결과, 첫째, 청년의 사회 갈등 인식이 높을수록 우울 수준이 유의미하게 증가하였다. 둘째, 사회 갈등 인식이 증가할수록 사회 신뢰가 감소하는 경향을 보였다. 셋째, 사회 신뢰는 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 매개하는 것으로 확인되었다. 이를 바탕으로, 본 연구는 청년층의 정신건강 보호를 위해 정부와 지자체가 소통의 장 조성, 사회단체 활동 기회 확대, 청년 고용 안정성 강화에 대해 적극적인 방안을 강구해야 함을 제언하였다. 본 연구는 한국 사회에서 청년의 사회 갈등 인식과 정신건강 간의 관계를 실증적으로 탐색했다는 점에서 의의를 가지며, 향후 청년층의 정신건강 보호와 사회 통합을 위한 정책 방향을 제시하는 데 기여할 것으로 기대한다.
Ⅰ. 서론
4차 산업 사회의 등장으로 일자리 감소, 노동 시장 불평등과 같은 사회적 문제가 급부상하게 되면서 한국 사회는 ‘갈등 공화국’이 되어가고 있다(임현철, 은재호, 2020; 채종헌 외, 2020). ‘사회 갈등’이란 사회통합과 반대되는 개념이라고 볼 수 있는 ‘사회’와 ‘갈등’이 조합된 단어로 개인 간의 갈등이 아닌 개인 집합체인 인종, 지역, 종교 등과 같은 집단 간 갈등을 의미한다(Oberschall, 1978). 현대 사회로 접어들게 되면서 국민의 권리 의식이 증가하고 이에 따른 사회적 참여 증가로 이해당사자 간의 갈등도 증가하게 되었다(김명상, 김주경, 2022). 한국의 현대사 또한 ‘갈등사(葛藤史)’라고 불릴 만큼 연속적인 갈등을 빚어왔으며, 이러한 사회 갈등은 사회통합을 저해하는 하나의 ‘사회병’으로 중요한 사회 문제로 바라볼 수 있다(이건, 2015). 실제로 한국 국민은 사회 갈등의 심각성을 느끼고 있는 실정이다. 한국의 사회 갈등 점수는 2.83으로, 서구 국가 중 뉴질랜드(2.24), 아시아 태평양 국가 중 일본(2.22)과 태국(2.16)보다 높아 상대적으로 갈등 인식 수준이 높은 것으로 나타났다(곽윤경 외, 2023). 또한, 사회 갈등 심각성에 대한 인식은 2018년 2.88에서 2023년 2.93으로 상승하였으며, 전반적인 갈등 인식 수준 또한 지속적으로 증가하고 있는 추세이다(한국행정연구원, 2023).
청년 세대는 사회경제적 환경의 영향을 가장 많이 받는 세대이자(Scarpa, 2001) 사회적 구조적 요인에 따라 교육, 고용 등 주요한 삶의 모든 영역에서 선택의 제한을 경험하는 세대이다(Evans, 2002). 이를 기반으로 본다면 청년 세대는 사회 갈등에 더욱 민감하고, 영향을 많이 받을 수 있다. 국내 연구 조사 결과, 대다수 청년은 한국 사회의 갈등이 심각하다고 인식하고 있었다. 이들은 다른 연령대보다 정치적 이념 갈등, 젠더 갈등, 세대 갈등의 심각성을 느끼고 있었으며(김정인, 2024; 곽윤경 외, 2023; 안영준, 김화록, 2024), 그 외에도 계층 갈등, 지역 갈등이 깊다고 인식하고 있었다(곽윤경 외, 2023; 정세정 외, 2022). 무엇보다 청년들은 입시 및 취업, 이후의 모든 과정이 타인과의 경쟁이자 자신을 경쟁의 도구로 사용해야 하는 생존주의 사회(김홍중, 2015), 그리고 사회적 불평등 구조가 고착화된 장벽 사회를 살아가고 있기에(김승연, 박민진, 2021) 이러한 한국의 특수한 사회문화적 배경은 청년이 사회 갈등을 민감하게 인식하는 데에 영향을 주었을 수 있다.
자신이 속한 사회 환경에 대한 인식은 개인의 정신건강에 보호 혹은 위험 요인이 되기에 중요하다. 개인이 사회 환경을 부정적으로 인식하는 것은 우울증의 주요 요인으로 나타났으며(Zhang & Wu, 2021), 특히 자신이 속한 사회가 분리되어 있다고 느낄수록 우울증을 경험할 위험이 높았다(Aneshensel & Sucoff, 1996; Baranyi et al., 2020; Cooper et al., 2025; Gundy et al., 2011). 이러한 영향은 청년에게도 동일하게 나타나며, 다른 연령대보다 더욱 심각하게 작용하기도 한다. 청년 세대는 지역사회가 결속되어 있다고 느낄 경우, 정신건강이 보호되었으나(Breedvelt et al., 2022), 반대로 분열되거나 갈등이 심각하다고 인식할수록 우울감이 증가하였으며 (Breedvelt et al., 2022; Scarpa, 2001; Tsai et al., 2020), 이러한 영향은 주변 환경의 영향을 많이 받는 청소년과 비교하였을 때 청년층에서 더욱 크게 나타났다(Jamieson & Mendes, 2016). 현재 한국 사회 속 청년 세대의 정신건강 문제는 지속적으로 제기되는 중요한 문제 중 하나이다. 청년 세대의 우울증 유병률(30.2%)은 노년 (13.3%)에 비해 2배 이상 높게 나타나 전 생애주기 중에서 가장 높은 우울 유병률을 보이고 있으며(김성아, 김정아, 2023), 높은 수준의 우울군에 속하는 청년층은 빠르게 증가하고 있다(유창민, 2022). 이를 기반으로 본다면, 증가하고 있는 한국 사회의 갈등이 청년 세대의 정신건강 간의 관계를 살펴보고, 청년의 정신건강 증진을 해결할 수 있는 방안을 마련하는 것은 중요하다.
사회 신뢰는 공동체 구성원에 대한 신뢰와 타인에 대한 선의의 믿음을 포괄하는 개념으로, 사회적 자본의 핵심 요소이다(Putnam, 2007; Putnam, 2015). 이러한 사회 신뢰는 갈등 인식과 밀접한 연관을 갖고 있다. 국민 대다수는 한국의 사회 갈등 상황에서 가장 위협받는 사회적 가치는 사회 신뢰라고 인식하고 있었으며(곽윤경 외, 2023), 실제 선행연구 결과 사회 갈등을 인식할수록 개인의 사회 신뢰가 감소하였다(Delhey & Newton, 2002; Lee, 2022; Mealy et al., 2015). 사회 신뢰는 개인의 정신건강과도 밀접한 관계를 가지며, 특히 우울과 연관성을 갖고 있다. 낮은 사회 신뢰는 우울을 예측할 수 있는 주요한 요인이자(Kim et al., 2012; 송진영, 2015), 반대로 높은 사회 신뢰는 우울을 감소시키는 보호 요인이 됨이 나타났다(Carr, 2020). 특히 청년 세대에게 사회 신뢰는 우울을 예측하거나, 우울의 증가 및 감소라는 결과를 가져오는 중요한 사회적 자본으로 나타났다(박채림, 한창근, 2023; O'connor et al., 2011). 결국, 사회 신뢰는 사회 갈등 인식, 그리고 우울과 깊은 연관성을 갖고 있기에 이를 토대로 사회 신뢰는 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계에서 매개 역할을 할 수 있다고 기대할 수 있다.
기존 사회 갈등 인식과 정신건강 간의 관계를 살펴본 연구는 대부분 전체 성인 연령을 대상으로 하였으며 (Abada et al., 2007; Baranyi et al., 2020; Cooper et al., 2025; Fone et al., 2007; Gundy et al., 2011), 청년층을 대상으로 한 연구는 상대적으로 적은 실정이다. 청년 세대는 사회문화적 배경의 영향을 크게 받는 세대로, 사회적 분위기에 따라 정신건강의 변화가 나타날 수 있다. 그러나 청년을 대상으로 사회 갈등 인식과 정신건강 간의 관계를 다룬 연구는 주로 서구 사회를 중심으로 이루어져(Breedvelt et al., 2022; Jamieson & Mendes, 2016; Tsai et al., 2020) 아시아권, 특히 한국 청년층에 대한 검토는 부족하다. 한국은 서구 사회보다 학력과 취업을 중심으로 한 경쟁이 극심하고(Choi & Bae, 2020; Luo, 2023), 사회경제적 변화로 불안정 고용과 같은 구조적 문제가 심각하여(이승윤, 백승호, 2021) 청년들이 사회 갈등을 더 민감하게 인식할 가능성이 크다. 이러한 맥락에서 사회적 갈등이 이들의 정신건강에 미치는 영향을 보다 면밀히 분석할 필요가 있다. 또한, 기존 연구들은 주로 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 직접적인 영향을 분석하거나, 두 변수 간의 관계를 개별적으로 규명하는 데 머물렀다(송진영, 2015; 정슬기 & 김지선, 2021; 진예은, 배성희, 2024; Carr, 2020; Kim et al., 2012; O'connor et al., 2011). 현재, 사회 신뢰와 같은 제3의 변수를 포함하여 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 통합적으로 탐색한 연구는 부족한 상황이다. 기존 연구들을 통해 사회 신뢰와 같은 사회적 자본이 사회적 구조와 우울 간의 관계를 매개함이 나타나(김진현, 2021; 유수정, 지민영, 2024) 사회 갈등 인식, 사회 신뢰, 우울이라는 구체적이고 새로운 메커니즘을 파악할 필요가 있음을 제기할 수 있다.
한편, 청년을 대상으로 한 기존 연구들은 사회 계층의 불평등, 공정성 인식과 같은 사회 구조 요인들이 정신건강에 미치는 영향을 다루어왔으나(김진현, 2021; 안계한, 김민희, 2020; 이수비 외, 2021), 최근 한국 청년층 사이에서 두드러지는 다양한 사회 갈등 인식이 정신건강에 미치는 영향을 조망한 연구는 드문 실정이다. 이에 본 연구는 사회 갈등 인식을 핵심 변수로 설정하고, ‘청년 삶 실태조사(2022)’ 데이터를 활용하여 한국 청년의 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 분석하며, 사회 신뢰의 매개효과를 검증하고자 한다. 이를 통해 향후 필요한 정책적, 실천적 방안을 제시하는 데 기여하고자 한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 한국의 사회 갈등과 청년의 사회 갈등 인식
사회 갈등이란, 개인들이 모인 집단 간의 갈등을 의미하며 갈등 관계에 놓인 집단에는 인종, 지역, 계급, 종교 등 다양하게 존재한다(Oberschall, 1978). 사회 갈등은 서로 다른 이념, 가치관, 문화, 종교 등의 대립으로 만들어 지는 갈등으로 대표적으로 이념 갈등, 세대 갈등, 환경 갈등 등이 존재하며, 이 외에도 경제적 이익으로 인해 생겨나는 계층 갈등, 노사 갈등, 지역 갈등, 인종 갈등 등이 존재한다(임현철, 은재호, 2020). 다원주의 사회에서 갈등이 전혀 없는 상태는 불가능하며, 갈등이 발생하는 것은 당연하다고 볼 수 있다. 일정 수준의 갈등은 사회 발전에 긍정적 기능을 할 수 있으며, 사회 질서 속 모순을 파악할 수 있는 기능을 하기도 하지만(박준, 정동재, 2018), 사회 갈등은 순기능보다 역기능의 역할을 하는 경우가 더 많다. 사회 내 차이와 과도한 갈등은 의심 및 불신 증가로 이어지며(Delhey & Newton, 2005), 유대관계 약화와 타 집단에 대한 신뢰 저하를 일으켜 민주주의를 저해하는 위험이 되기 때문이다(박준, 정동재, 2018).
한국은 1987년 민주화 이후 30년 동안 다양한 종류의 사회 갈등이 발생했으며, 임금과 고용 문제로 인한 노사 갈등, 진보 보수 간의 이념 갈등, 정부의 정책 혹은 대형 국책사업을 둘러싸고 정부와 이해당사자 집단 간에 충돌하는 공공갈등 등이 주요 이슈로 부상하였다. 현재는 기존 갈등이 해결되지 않은 상태에서 젠더, 세대 등을 중심으로 새로운 갈등이 확대되었고, 한국 사회의 갈등 구조는 복잡해짐과 동시에 심화되고 있다(박준, 정동재, 2018). 김문길(2017)에 따르면 국민 대부분은 과거보다 우리 사회가 서로의 주장만 내세우는, 타인에 대한 이해와 배려가 부족한 갈등 사회라고 느끼고 있었다. 또한, 국가별 인지된 사회 갈등 수준에 있어 서구 및 아시아 태평양 지역보다 한국 국민이 사회 갈등을 더욱 크게 느끼고 있었으며, 사회 갈등 심각성 점수는 지속적으로 증가하고 있었다(곽윤경 외, 2023).
다양한 연령대 중에서도 청년층은 가장 사회경제적 환경의 영향을 많이 받는 세대이다(Scarpa, 2001). 청년 세대는 성인이 됨으로써 자신의 삶을 스스로 개척하고자 하지만, 그들이 마주하는 노동시장, 교육 등 모든 영역은 사회적 분위기와 같은 구조적 요인의 영향을 받게 된다. 결국 이들은 자유롭게 자신의 삶을 선택하기보다 사회적 요인에 의해 그 선택에 제한되는 제한된 행위성(Bounded Agency)을 경험하게 된다(Evans, 2002). 특히 한국 사회는 입시 및 취업, 이후의 모든 과정에서 타인과 끊임없이 경쟁하며 자신을 도구로 사용하게 되는 생존주의 사회이자(김홍중, 2015), OECD 국가 중에서도 청년 가구의 소득 및 자산 불평등 수준이 높고, 사회적 불평등 구조가 고착화되는 ‘장벽사회’(김승연, 박민진, 2021)이다. 이러한 사회문화적 배경은 우리 사회 청년들은 사회적 분위기에 더욱 민감하게 반응하도록 만들 수 있다.
실제로 청년 세대는 다양한 사회 갈등에 있어 높은 수준의 문제의식을 보이고 있었다. 젠더 갈등의 경우, 곽윤경 외(2023)에 따르면 전체 인구 약 47%가 심각하게 인식한 반면, 청년층에서는 과반수가 넘는 약 52%가 갈등이 많다고 인식하고 있었다. 김정인(2021)의 연구 또한 청년의 젠더 갈등 인식 수준(2.51)은 기성세대(2.47)보다 통계적으로 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 계층 갈등과 정치 이념 갈등에서도 청년층은 전체 평균보다 더 높은 수준의 인식을 보였으며(곽윤경 외, 2023; 한국행정연구원, 2024), 근로자와 고용주 간의 갈등, 종교 간 갈등, 내국인-외국인 갈등에 대해서도 전반적으로 더 높은 갈등 인식 수준을 보였다. 마지막으로, 정세정 외(2022) 는 청년 다수가 계층, 지역, 젠더, 인종 갈등에 있어 ‘갈등이 매우 많다’고 인식하고 있음을 보고하여, 전반적으로 청년층이 사회 갈등에 대한 심각성을 인지하고 있음을 알 수 있다.
2. 사회 갈등 인식과 우울
개인은 자신이 속한 사회 환경을 어떻게 인식하는지에 따라 정신건강에 큰 영향을 받는다. Zhang과 Wu(2021)는 사회 환경을 긍정적으로 인식할수록 우울 수준이 낮아진다고 보고하며, 사회의 공간적·물리적 특성에 대한 주관적 인식이 우울증을 유발하는 주요한 사회심리적 메커니즘임을 강조하였다. 실제로 다수의 연구에서 개인이 사회가 결속되어 있다고 느낄수록 우울 증상이 감소하고(Abada et al., 2007; Aneshensel & Sucoff, 1996), 반대로 분열이나 갈등을 인식할수록 정신건강에 부정적인 영향을 받는다고 보고하였다(Cooper et al., 2025; Fone et al., 2007). 특히, Baranyi 외(2020)는 16개의 고소득 국가를 대상으로 한 연구에서 사회가 분열되어 있다고 느낄수록 우울증 위험이 높아지는 경향이 공통적으로 나타났음을 발견했다. 이러한 맥락에서 Gundy 외(2011)는 공동체 내 갈등 인식이 결속 인식보다 개인의 정신건강에 더 부정적인 영향을 줌을 지적하며, 지역사회의 개입 필요성을 강조하였다.
청년 세대에서도 이러한 경향이 더욱 두드러진다. Breedvelt 외(2022)의 체계적 문헌고찰 연구 결과, 청년이 사회의 결속을 높게 인식할수록 정신건강이 보호되고, 우울과 불안이 감소하는 결과가 나타났다. 반면, Scarpa(2001)는 대학생을 대상으로 한 연구에서 사회 갈등을 경험하거나 인식할수록 우울 및 공격성이 증가한다고 보았다. Jamieson & Mendes(2016)는 청소년과 청년층을 비교한 연구에서, 청년은 가족이나 지역 네트워크보다 사회 전체의 결속 및 분열에 더 큰 영향을 받아 정신건강이 악화될 수 있음을 밝혔다. 무엇보다 이러한 사회 분열에 따른 우울이 위험한 이유는 Tsai 외(2020)의 연구에 따르면, 사회가 결속되어 있지 않다고 느낀 스위스 청년들은 더 높은 수준의 우울을 경험하고, 이로 인해 알코올·약물 사용과 같은 부정적 행동으로 이어질 가능성이 존재하기 때문이다. 이러한 결과를 바탕으로 여러 연구들은 청년층의 사회 결속력 향상과 정신건강을 위한 실질적 개입의 필요성을 공통적으로 강조하고 있다.
3. 갈등 인식, 사회 신뢰, 우울
사회가 익명화되고, 이질화될수록 모르는 타인에 대한 믿음인 사회 신뢰는 중요한 역할을 하게 된다. 그 이유로 는 일상생활에서 하게 되는 상호작용 중 많은 부분은 알지 못하는 타인과 이루어지며, 사회 신뢰는 생산적 교환과 타인을 대할 때 개인에게 편안함을 제공하기 때문이다(Offe, 1999). 사회적 자본의 필수 구성 요소인 사회 신뢰는 공동체 구성원들이 갖는 집합적 태도이자, 합리적 계산에 의한 것이 아닌 일반 사람들의 선의에 대한 믿음으로 ‘일반화된 신뢰’에 기초한다(Putnam, 2007; Putnam. 2015). 사회 신뢰, 즉 일반화된 신뢰는 친구, 가족, 기타 등과 같이 개인적 접촉에 대한 신뢰와는 의미가 다르다. 사회 신뢰는 자신이 알지 못하는 타인과 자신을 포함한 ‘대부분의 사람들’이 어떤 사람인지에 대한 일반화된 믿음을 의미한다(Delhey et al., 2011; Uslaner, 2002). 시민에 대한 신뢰를 갖고 있다는 것은 곧 개인적 친밀감이 부재하여도 공유된 규범 준수와 그에 따른 행동을 할 것이라고 기대하는 것을 의미한다(Offe, 1999). 사회 신뢰는 복잡하고 다양한 사회 속에서 사회적 상호작용의 촉진 요인으로 작용하며(Stolle, 2002), 동시에 낯선 타인과 관계를 맺고 상호 이익을 위해 협력하도록 장려하는 장치가 된다(Sønderskov, 2009). 이러한 사회 신뢰는 집단 간의 역동에 영향을 받으며(Uslaner, 2002), 특히 사회의 분열이 적을수록 증가하게 된다(Delhey & Newton, 2005).
사회 갈등은 순기능보다 역기능의 역할을 하는 경우가 더 많다. 사회 내 차이와 과도한 갈등은 의심 및 불신 증가로 이어지며(Delhey & Newton, 2005), 유대관계 약화와 타 집단에 대한 신뢰 저하를 일으켜 민주주의를 저해하는 위험이 되기 때문이다(박준, 정동재, 2018). 계층 갈등, 인종 갈등, 종교 갈등 등 사회의 주요 갈등이 악화될수록 신뢰는 감소하고(Newton, 2004), 이러한 사회 갈등이 장기화될수록 사회 신뢰는 저하하게 되는 결과가 발생한다(Filippidou & O’Brien, 2022). 갈등 자체가 아닌 갈등 인식 또한 사회 신뢰에 영향을 미치는 주요한 요소 중 하나이다. 선행연구에 따르면 사회적 갈등을 적게 인지하고, 공공 안전 의식이 높은 개인일수록 사회 신뢰 수준이 높았으며(Delhey & Newton, 2002), 사회적 갈등과 경쟁 인식이 증가할수록 타인에 대한 신뢰가 감소하였다(Mealy et al., 2015). 미국 사회를 기반으로 살펴본 Lee(2022)의 연구 결과, 인식된 양극화의 심화로 인해 미국 시민의 서로에 대한 신뢰와 협력 의지가 감소함이 나타났다. 결국 가치관이 다른 집단에 대한 포용성이 부족하고, 적대감이 가득한 사회적 분위기는 결국 집단 간 유대관계를 약화시키고, 신뢰를 사라지도록 하게 만든다는 것이다(박준, 정동재, 2018).
사회적 자본은 정신건강에 있어 위험 요소이자 보호 요소로 작용한다(Carr, 2020; Kim et al., 2012). 특히 사회 신뢰는 우울과 같은 정신건강 문제를 증가시키거나, 감소시킬 수 있는 요인임이 국내외 연구를 통해 발견됐다(박채림, 한창근, 2023; 유수정, 지민영, 2024; Carr, 2020; Kim et al., 2012; O'connor et al., 2011). 사회 신뢰는 여러 정신건강 문제 중에서도 우울 증상 감소에 유의미한 영향을 가져오는 요소로 나타났으며(Carr, 2020), 반대로 낮은 수준의 사회 신뢰는 우울증의 독립 예측 요인으로 발견됐다(Kim et al., 2012). 특히 청년 세대에게 사회 신뢰는 우울에 영향을 미치는 주요 요소로 발견되었다. 성인기 진입 청년층을 대상으로 수행된 O'Connor 외(2011)의 연구 결과, 사회 신뢰는 이들의 우울을 예측하는 중요한 요소로 작용하고 있음이 나타났으며, 박채림과 한창근(2023) 연구 결과도 동일하게 한국 청년들은 사회 신뢰가 증가할수록 우울이 감소하고 사회 신뢰가 감소할수록 우울이 증가함이 발견됐다. 이 외에도 사회 신뢰는 사회구조적 문제가 정신건강에 미치는 영향을 매개함이 다수의 선행연구를 통해 발견됐다. 구체적으로, 청년들이 사회 속에서 아노미를 느낄수록 우울이 증가하는 것을 사회 신뢰가 매개하거나(유수정, 지민영, 2024), 비슷하게 청년의 사회 구조 속에서 경험하는 소득 불평등과 우울 간의 관계를 사회 신뢰가 매개하는 것으로 나타났다(김진현, 2021). 이상의 선행연구를 통해, 청년이 사회에서 경험하는 구조적 문제와 정신건강 간의 관계에서 사회 신뢰는 중요한 매개 역할을 할 수 있음을 확인할 수 있다. 특히 사회 갈등 인식, 사회 신뢰, 우울 간의 관계를 살펴보는 것은 변수 간의 새로운 관계 및 경로를 탐색할 수 있다는 가능성을 제시한다는 점에 있어 중요하다고 볼 수 있다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 연구 목적 및 가설
본 연구 목적은 청년의 사회 갈등 인식과 우울, 그리고 사회 신뢰 간의 관계를 실증적으로 탐색하는 데에 있다. 이에 따라 본 연구의 연구 목적을 달성하기 위한 세부 목표는 다음과 같다. 첫째, 청년의 사회 갈등 인식과 우울, 그리고 사회 신뢰 간의 구조 모형을 설정하고, 설정한 모형이 변인 간의 구조적 관계를 적합하게 예측하는지 검증한다. 둘째, 청년의 우울에 대한 사회 갈등 인식이 미치는 효과를 실증적으로 탐색한다. 셋째, 청년이 사회 갈등과 우울 간의 관계에서 사회 신뢰의 매개효과를 실증적으로 탐색한다.
다음은 연구 목적에 따른 연구 가설이다.
2. 연구 자료 및 대상
본 연구에서 활용한 자료는 한국보건사회연구원의 ‘2022년 청년 삶 실태조사’로 청년층의 삶의 실태와 특성을 파악하고 청년을 위한 정책 수립의 기초 자료 제공을 목적으로 수행된 연구 조사이다. 조사는 주거, 교육 및 훈련, 노동, 사회 인식과 미래 설계, 경제 등을 중심으로 구성되었으며, 특히 사회 인식과 미래 설계 영역에서 청년이 사회에 대하여 갖는 인식 구조를 자세히 파악하고자 하였다는 점에 있어 본 데이터를 활용하였다. ‘2022년 청년 삶 실태조사’는 만 18세 이상 34세 이하 청년 가구 14,966명을 대상으로 2022년 7월부터 8월까지 면접 조사를 통해 수집되었으며, 실태조사는 2년마다 실시되나 2024년 데이터의 경우 아직 공표되지 않아 본 연구에서는 가장 최근 데이터인 2022년 데이터를 활용하였다. 본 연구에서는 주요 변수의 결측값을 제외하여 총 14,931명을 대상으로 분석하였다.
3. 측정 변수
가. 종속변수: 우울
본 연구에서는 ‘청년 삶 실태조사’에서 청년의 우울 수준 측정을 위해 우울증선별도구(Patient Health Questionnaire-9, PHQ-9)를 활용한 문항을 사용하였다. 해당 척도의 Cronbach’s α 값은 .876으로, 높은 수준의 신뢰도 척도를 사용하였다고 볼 수 있다. PHQ-9 문항은 총 9개로 구성되어있으며 ‘지난 2주 동안 아래 나열되는 증상들에 얼마나 시달렸습니까?’라는 질문과 함께 ‘일을 하는 것에 대한 흥미나 재미가 거의 없음’, ‘가라앉은 느낌, 우울감 혹은 절망감’, ‘피곤함, 기력이 저하됨’, ‘남들이 알아챌 정도로 거동이나 말이 느림 또는 반대로 너무 초조하고 안절부절하지 못해서 평소보다 많이 돌아다니고 서성거림’ 등과 같은 문항이 함께 제시되어 있다. 각 문항은 4점 척도(1. 전혀 없음, 2. 여러 날 동안, 3. 일주일 이상, 4. 거의 매일)로 이루어져 있으며, 척도 분석을 위해 ‘1. 전혀 없음’은 ‘0’, ‘2. 여러 날 동안’은 ‘1’, ‘3. 일주일 이상’은 ‘2’, ‘4. 거의 매일’은 ‘3’으로 재코딩하였다. 이후 총 9문항을 모두 합산하여 총합산 점수를 사용하였다. 본 연구는 우울 점수가 높을수록 우울이 높은 것으로 해석하였다.
나. 독립변수: 사회 갈등 인식
‘청년 삶 실태조사’에서는 청년의 집단 간 갈등 인식 수준을 측정하기 위해 국제 사회조사(International Social Survey Programme, ISSP) 문항에서 집단 간 갈등을 묻는 문항을 수정 및 활용하였다. 집단 간 갈등 인식을 묻는 문항은 ‘귀하는 다음에서 제시하는 두 집단 사이의 갈등이 어느 정도라고 느끼십니까?’라는 질문과 함께 ‘기성세대와 젊은 세대’, ‘부유층과 서민층’, ‘수도권과 비수도권’, ‘남성과 여성’, ‘내국인과 외국인’이라는 5가지 집단 갈등에 대한 인식 수준을 4점 척도(1. 갈등이 매우 많다, 2. 갈등이 많은 편이다, 3. 갈등이 없는 편이다, 4. 갈등이 거의 없다)로 선택할 수 있도록 이루어져 있으며, 척도 분석을 보다 용이하게 하기 위해 ‘1. 갈등이 매우 많다’는 ‘3’으로, ‘갈등이 많은 편이다’는 ‘2’로, ‘갈등이 없는 편이다’는 ‘1’로, ‘갈등이 거의 없다’는 ‘0’으로 재코딩을 진행하였다. 분석을 통해 갈등 인식 총합의 평균이 높을수록 갈등 인식이 심각한 것으로, 낮을수록 갈등 인식이 적은 것으로 해석하였다. 5가지가 합해진 갈등 인식 척도는 .810의 Cronbach’s α 값이 도출되었으며, 이는 높은 수준의 신뢰도를 나타낸다고 볼 수 있다.
다. 매개변수: 사회 신뢰
본 연구에서 활용하는 ‘사회 신뢰’는 사회적 자본의 핵심 구성 요소로, 개인이 불특정 다수의 타인을 얼마나 신뢰하는지를 의미한다. 이는 Putnam(2007; 2015)과 Uslaner(2002)가 개념화한 ‘일반화된 신뢰’ 개념에 해당하며, 가족 혹은 친구와 같은 구체적 대상이 아닌 전반적인 공동체 구성원에 대한 신념 및 태도를 의미한다. 본 연구에서는 한국보건사회연구원의 ‘청년 삶 실태조사’에 포함된 ‘우리 사회가 얼마만큼 신뢰할 수 있는 사회라고 느끼십니까?’라는 단일 문항을 활용하여 사회 신뢰를 측정하였다. 해당 문항은 10점 척도로 이루어져 있으며, 조사 기관에서는 ‘사회 신뢰’로 명시하고 있으나 구체적인 하위 차원에 대한 설명은 제공되지 않았다. 따라서 본 연구에서는 이를 조작적 정의로 채택하여, 이 문항이 불특정 다수에 대한 일반화된 신뢰 수준을 대변하는 것으로 간주하였다.
라. 통제 변수
문헌고찰을 통해 갈등 인식과 우울, 그리고 사회 신뢰 간의 관계에서 유의미한 영향을 미칠 수 있는 변수들을 파악하였으며, 이를 토대로 성별, 연령, 교육 수준, 배우자 여부, 소득, 부채, 근로 여부, 주관적 건강 상태는 통계적으로 통제하였다(박채림, 한창근, 2024; 송나경, 2020; Jang et al., 2009; Li & Fung, 2013). 성별은 이분형 변수로 ‘0’은 남성, ‘1’은 여성으로 코딩하였으며, 연령은 19세에서 34세의 나이를 ‘19세~24세’, ‘25세~29세’, ‘30 세~34세’로 구분하여 코딩하였다. 교육 수준의 경우 ‘초등학교 졸업’, ‘고등학교 졸업’은 ‘고졸 이하’로, ‘2~3년제 대학 졸업’은 ‘전문대 졸업’으로, ‘4년제 대학 졸업’, ‘대학원 졸업’은 ‘대졸 이상’으로 코딩하였다. 연령과 교육 수준은 분석에서는 서열변수로 간주하여 분석하였다. 결혼 여부의 경우 배우자가 있는 경우는 ‘1’로, 배우자가 없는 경우는 ‘0’으로 코딩하였다. 소득과 부채의 경우 청년의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 (송나경, 2020; 박채림, 한창근, 2024)를 토대로 통제변수에 추가하였으며, 다음의 값들은 로그 변환을 하고, 연속형 변수로 간주하였다. 근로 여부 또한 우울에 주요한 요인으로 통제변수로 추가하였으며, ‘지난주에 수입을 목적으로 1시간 이상 일을 하였는가?’에 대한 답변에 ‘예’로 답한 경우는 ‘1’로, ‘아니오’에 답한 경우 ‘0’으로 코딩하였다. 마지막으로 주관적 건강 상태의 경우 연속형 변수로 점수가 높을수록 신체적으로 건강한 것으로 간주하였다.
4. 분석 방법
본 연구는 청년의 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계에서 사회 신뢰의 매개효과를 실증적으로 탐색하는 것에 목표를 둔다. 이를 위해 빈도분석과 기술통계를 통해 조사 대상자들의 인구사회학적 특성 및 주요 변수들의 특성을 살펴보았으며, 주요 변수들 간 관계를 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였다. 다음으로, 청년의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향을 살펴본 뒤 사회 신뢰와 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 매개하는지 실증적으로 탐색하기 위해 두 가지 방법을 사용하였다. 먼저, SPSS Process macro 프로그램을 활용하여 효과 검증 및 매개효과 분석을 진행하였다. Hayes(2013)가 제안한 Process macro를 통한 분석 방법은 기존 매개효과 검증 방법인 Baron과 Kenny(1986)의 3단계 분석 방법과 Sobel test(Sobel, 1982)의 한계점을 보완하여 여러 연구에서 활용되고 있다(강수돌, 2018; Mackinnon et al., 2002). 다음으로, 본 연구에서는 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하여 사회 신뢰가 갖는 매개효과의 유의미성을 탐색하였다. 부트스트래핑 방법은 모수 추정치들의 표본 분포를 추정하는 것으로(배병렬, 2014), 다변량 정규성이 미충족된 자료를 처리하는 방법 중 가장 안정적 결과를 나타내는 방법이다(최해주, 문수백, 2013). 유의수준 5%에서 부트스트래핑 횟수는 5,000회로 지정하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구 대상자 특성
연구 대상자의 인구학적 특성은 <표 1>과 같다. 전체 연구 대상자 중 남성은 7,156명(47.9%), 여성은 7,775명(52.1%)이었다. 연령의 경우 19세~24세는 7,171명(48.0%)으로 가장 많았으며, 25세~29세 4,543명(30.4%), 30세 이상 3,217명(21.5%) 순으로 나타났다. 교육 수준은 고등학교 졸업이 1,750명(11.7%)로 가장 적었으며, 대졸 이상이 10,801명(72.3%)으로 과반수가 넘는 가장 많은 수를 차지했다. 부모 동거 여부는 부모 동거 청년은 7,812명(52.3%), 비동거 청년은 7,119명(47.7%)으로 근소하게 부모와 동거 중인 청년층의 비율이 더 높았다. 배우자 여부에 있어서는 89.5%의 청년들이 배우자가 없음에 해당하여 소수의 청년만이(10.5%) 배우자가 존재함이 발견됐다. 근로 여부의 경우 근로 중인 청년은 63.3%, 비근로 상태인 청년은 36.7%로 대다수의 청년이 근로 상태에 있는 것을 확인할 수 있었으며, 소득과 부채는 각각 로그 값을 취한 결과 평균은 각각 5.78(SD=3.25), 1.84(SD=3.52)로 나타났다. 주관적 건강 상태는 건강하지 않다고 인식한 청년은 6.7%, 건강하다고 인식한 청년 55.3%로 청년들의 건강에 대한 인식이 전반적으로 긍정적임을 확인할 수 있었다. 본 연구의 주요 변수인 사회 갈등 인식, 우울, 사회 신뢰는 다음과 같이 나타났다. 먼저, 우울은 총점 0에서 27점 사이에서 평균 2.74점 (SD=3.81)으로 높지 않음이 나타났으나, 사회 갈등 인식은 총점 0~15점에서 평균 9.14점(SD=2.78)로 청년이 사회 갈등을 심각하다고 받아들이고 있음을 알 수 있다. 마지막으로, 사회 신뢰의 경우, 총점 0점에서 10점 사이 평균 5.23점(SD=2.03)으로, 청년들이 중간 수준의 사회 신뢰를 갖고 있음을 확인할 수 있었다.
표 1
연구 대상자 특성
| (N=14,931) | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 변수 | 구분/범위 | N (%) | mean (SD) | ||||||
| 성별 | 남 | 7156 (47.9%) | |||||||
| 여 | 7775 (52.1%) | ||||||||
| 연령 | 19~24세 | 7171 (48.0%) | |||||||
| 25~29세 | 4543 (30.4%) | ||||||||
| 30세 이상 | 3217 (21.5%) | ||||||||
| 교육 수준 | 고졸 이하 | 1750 (11.7%) | |||||||
| 전문대 | 2380 (15.9%) | ||||||||
| 대졸 이상 | 10801 (72.3%) | ||||||||
| 부모 동거 여부 | 부모 동거 가구 | 7812 (52.3%) | |||||||
| 부모 비동거 가구 | 7119 (47.7%) | ||||||||
| 배우자 여부 | 배우자 유 | 1568 (10.5%) | |||||||
| 배우자 무 (이혼, 사별, 미혼) | 13363 (89.5%) | ||||||||
| 근로 여부 | 근로 상태 | 9453 (63.3%) | |||||||
| 비근로 상태 | 5478 (36.7%) | ||||||||
| 소득(ln) | 0~10.46 | 5.78 (3.3) | |||||||
| 부채(ln) | 0~11.51 | 1.84 (3.5) | |||||||
| 주관적 건강 상태 | 아주 건강하다 | 1715 (11.5%) | |||||||
| 건강한 편이다 | 6541 (43.8%) | ||||||||
| 보통이다 | 5671 (38.0%) | ||||||||
| 건강하지 않은 편이다 | 933 (6.2%) | ||||||||
| 건강이 아주 안 좋다 | 71 (.5%) | ||||||||
| 우울 (총점) | 0~27점 | 2.74점 (3.81) | |||||||
| 사회 갈등 인식 (총점) | 0~15점 | 9.14점 (2.78) | |||||||
| 사회 신뢰 (총점) | 0~10점 | 5.23점 (2.03) | |||||||
2. 주요 변수들의 상관관계
주요 변수인 사회 갈등 인식, 우울, 사회 신뢰 간의 상관관계를 살펴보기 위하여 상관관계분석을 실시하였다. 분석 결과는 아래 <표 2>와 같다. 먼저, 분석 결과 왜도의 절댓값은 3을 넘지 않았으며, 첨도의 절대 값은 10을 넘지 않았으므로 정규 분포성 조건을 충족시켰다고 할 수 있다. 다음으로, 독립변수, 매개변수, 그리고 종속변수 간의 상관관계는 모두 0.3 미만이었으며, 이 외의 변수들의 상관관계는 .65 이하로 변수들 간 다중공선성 문제가 없음을 확인하였다.
표 2
주요 변수들의 상관관계
| 상관관계 | |||
|---|---|---|---|
| 변수 | 1. 사회 갈등 인식 | 2. 우울 | 3. 사회 신뢰 |
| 1. 사회 갈등 인식 | 1 | ||
| 2. 우울 | .172** | 1 | |
| 3. 사회 신뢰 | -.256** | -.279** | 1 |
변수들 간의 상관관계와 방향성은 다음과 같다. 주요 변수인 사회 갈등 인식, 우울, 사회 신뢰 간의 상관관계는 통계적으로 유의하게 나타났다. 독립변수인 사회 갈등 인식은 종속변수인 우울과 정적 상관관계를 보였으며 (r=.172, p<.01), 매개변수인 사회 신뢰와는 부적 상관관계를 나타냈다(r=-.256, p<.01). 매개변수인 사회 신뢰는 종속변수인 우울과 부적 상관관계를 보였다(r=-.279, p<.01).
3. 청년의 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계에서 사회 신뢰의 매개효과
본 연구에서는 청년의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향과 사회 신뢰의 매개효과를 살펴보았다. 이를 위해 3단계 분석 절차와 함께 Process macro를 활용하여 검증 및 매개효과의 간접 효과, 직접 효과, 총 효과를 살펴보았으며, 결과는 <표 3>과 같다. 먼저 변수들의 VIF값 확인 결과, 모든 변수의 값은 3을 넘지 않아 다중공선성 문제가 없음을 확인하였다. 이후, 독립변수인 사회 갈등 인식과 종속변수인 우울 간의 관계가 통계적으로 유의미 한지 검증하는 과정을 거쳤다(모형 1). 모형 1의 모형적합도인 F값은 308.301(p<.001)으로 모형이 적합한 것으로 확인되었으며, 모형의 설명력을 의미하는 조정된 R2값은 .171로 나타났다. 독립변수인 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향은 .161(p<.001)로 나타나 청년의 사회 갈등 인식은 이들의 우울에 정적 영향을 미치는 것이 확인되었다. 통제변수와 관련하여 살펴본 결과, 성별(ref=남자, B=.378, P<.001), 소득(B=.047, P<.001), 부채(B=.064, P<.001)는 우울에 정적인 영향을 미쳤으며, 교육수준(B=-.160, P<.001), 배우자 유무(ref=배우자 없음, B=-.255, P<.01), 주관적 건강상태(B=-1.702, P<.001)는 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이 외의 연령, 부모와의 동거 여부, 근로 여부는 통계적으로 유의미하지 않음이 확인되었다.
표 3
연구모형 검증
| Model 1 (사회 갈등 인식 → 우울) | Model 2 (사회 갈등 인식 → 사회 신뢰) | Model 3 (사회 갈등 인식 → 사회 신뢰 → 우울) | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | SE | t | B | SE | t | B | SE | t | ||
| 상수 | 5.412*** | .206 | 26.227 | 5.206*** | .114 | 45.531 | 7.254*** | .216 | 33.591 | |
| 통제 변수 | 성별 | .378*** | .058 | 6.526 | .020 | .032 | .621 | .385*** | .057 | 6.779 |
| 연령 | .073 | .044 | 1.671 | -.102*** | .024 | -4.223 | .037 | .043 | .859 | |
| 교육 수준 | -.160*** | .042 | -3.823 | .257*** | .023 | 11.051 | -.069 | .041 | -1.682 | |
| 배우자 유무 | -.255* | .109 | -2.343 | .156* | .060 | 2.591 | -.200 | .107 | -1.871 | |
| 부모 동거 여부 | .014 | .067 | .207 | -.032 | .037 | -.850 | .003 | .066 | .041 | |
| 소득 | .047*** | .012 | 3.798 | .005 | .007 | .653 | .049*** | .012 | 4.003 | |
| 부채 | .064*** | .008 | 7.654 | -.013 | .005 | -2.741 | .060*** | .008 | 7.256 | |
| 근로 여부 | -.005 | .078 | -.065 | .018 | .043 | .417 | .001 | .076 | .017 | |
| 주관적 건강 상태 | -1.702*** | .037 | -46.206 | .413*** | .020 | 20.220 | -1.556*** | .037 | -42.498 | |
| 독립 변수 | 사회 갈등 인식 | .161*** | .010 | 15.555 | -.171*** | .006 | -29.739 | .101*** | .010 | 9.635 |
| 매개 변수 | 사회 신뢰 | - | - | - | -.354*** | .014 | -24.422 | |||
| R2 | .171 | .102 | .203 | |||||||
| F | 308.301*** | 171.387*** | 345.683*** | |||||||
다음으로 매개변수인 사회 신뢰를 종속변수로 설정하여 사회 갈등 인식이 미치는 영향을 분석하였다. 모형 2의 F값은 171.387(p<.001)로 나타나 모형 2는 적합하다고 볼 수 있으며, 모형의 설명값 R2은 .102로 나타났다. 모형 2에서 중점적으로 보고자 했던 사회 갈등 인식과 사회 신뢰 간의 관계는 사회 갈등 인식의 B값이 -.171(p<.001)로 나타남에 따라 사회 갈등 인식이 증가할수록 사회 신뢰는 감소하는 것으로 확인되었다. 모형 2에서는 통제변수 중 연령(B=-.102, P<.001), 교육 수준(B=.257, P<.001), 배우자 유무(B=.156, P<.01), 주관적 건강상태(B=.413, P<.001)가 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 이 중 연령만이 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
마지막으로, 사회 신뢰를 매개변수로 추가하여 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 살펴본 결과는 <모형 3>과 같다. 모형 3의 F값은 345.683(p<.001)으로 모형의 적합성이 확인되었으며, 설명력인 R2값은 .203으로 이전 모형 1과 모형 2보다 높은 설명력을 갖고 있음을 알 수 있다. 모형 3에서 독립변수인 사회 갈등 인식의 B값은 .101(p<.001)로 사회 갈등 인식이 우울에 정적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 매개변수인 사회 신뢰의 경우, 사회 갈등 인식과 반대로 우울에 부적인 영향(B=-.354, p<.001)을 미치는 것으로 나타났다. 이는 사회 신뢰가 증가할수록 우울은 감소한다는 것으로 해석할 수 있다. 모형 3의 통제변수 중 성별, 소득, 부채, 주관적 건강상태가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이 중 주관적 건강상태만 부적 영향을 미치는 것으로 파악되었다.
마지막으로, 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계에서 사회 신뢰의 매개효과가 통계적으로 유의미성을 갖는지 검증하기 위해 부트스트래핑을 실시하였다. 부트스트래핑 과정을 위해 분석 시 재추출의 표본 수를 5,000개로 설정한 뒤 간접효과, 직접효과, 그리고 총 효과를 살펴보았다. 분석 결과는 <표 4>로, 95%의 신뢰구간 설정을 기준으로 하한한계(lower limit confidence interval: LLCI)와 상한한계(upper limit confidence interval: ULCI) 결과 값도 함께 제시하였다. 매개효과의 유의성 검증은 하한한계 값과 상한한계 값 사이에 0을 포함하지 않을 시 유의한 것으로 판단한다. 본 연구 결과, 중점적으로 살펴보고자 했던 매개효과의 하한한계 값은 .0535, 상한한계 값은 .0680으로 나타나 두 개의 값 사이에 0이 존재하지 않아 사회 신뢰의 매개효과는 유의미한 것으로 확인되었다.
표 4
부트스트래핑을 활용한 사회 갈등 인식과 우울 간 사회 신뢰의 매개효과 검증(number of repetition: 5,000 times)
| 매개 효과 계수 (Effect) | Boot S.E | 95% 신뢰구간 | ||
|---|---|---|---|---|
| Boot LLCL | Boot ULCL | |||
| 간접효과 (매개효과) | .0604 | .0037 | .0535 | .0680 |
| 직접효과 | .1008 | .0105 | .0803 | .1213 |
| 총효과 | .1612 | .0104 | .1409 | .1815 |
본 연구의 결과들을 종합적으로 설명한다면, 청년의 사회 갈등 인식이 증가할수록 사회 신뢰는 감소하고 우울은 높아진다는 것으로 이는 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향을 사회 신뢰가 매개하고 있기 때문이라고 해석할 수 있다.
Ⅴ. 결론 및 제언
오늘날 한국은 오랜 기간 누적된 사회적 갈등 구조 속에 놓여 있다. 이러한 사회적 대립과 긴장은 특히 청년층의 정신건강에 심각한 영향을 미칠 수 있다. 청년기는 사회경제적 환경의 영향을 가장 많이 받는 세대이자(Scarpa, 2001), 성인으로서 새롭게 시작함과 동시에 마주하는 삶의 모든 영역이 결국 사회구조적 영향으로 인해 제한되는 시기이기 때문이다(Evans, 2002). 그렇기 때문에, 이들에게 사회 갈등은 단순한 의견 차이가 아닌, 삶의 기회와 같은 더 고차원적 문제로 인식될 가능성이 크다.
한국의 사회 갈등 심각성에 대한 인식은 지속적으로 증가하고 있으며, 다양한 연령대 중에서도 청년층에서 사회 갈등을 가장 심각하게 인식하고 있다(김정인, 2024; 곽윤경 외, 2023; 한국행정연구원, 2024). 생존주의 사회 속 끊임없는 경쟁으로 자신을 경쟁의 도구로 사용하게 되고, 수많은 정신건강의 어려움을 경험하고 있는 청년들이 사회 속에서 안정감을 느끼기보다 분열과 갈등을 느끼는 것은 더 치명적이고 위험한 결과를 가져올 수 있다. 이에 본 연구는 한국보건사회연구원의 ‘2022 청년 삶 실태조사’ 데이터를 활용하여 한국 청년을 대상으로 이들의 사회 갈등 인식이 우울에 미치는 영향과 사회 신뢰의 매개효과를 실증적으로 분석하였으며, 연구의 주요 결과는 다음과 같다.
첫째, 청년의 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 분석한 결과, 사회 갈등 인식이 높을수록 우울 수준이 유의미하게 증가함이 나타났다. 이는 청년들이 자신이 속한 사회가 분열 혹은 갈등이 심각하다고 인지할수록 우울감이 증가한다는 선행연구의 결과를 뒷받침한다(Breedvelt et al., 2022, Tsai et al., 2020; Scarpa, 2001; Jamieson & Mendes, 2016). 둘째, 사회 갈등 인식과 사회 신뢰 간의 관계를 분석한 결과, 사회 갈등 인식이 증가할수록 사회 신뢰가 감소됨이 나타났다. 이러한 결과는 사회 갈등에 대한 인식이 증가할수록 사회 신뢰가 감소한다는 선행연구 결과(Delhey & Newton, 2002; Filippidou & O’Brien, 2022; Lee, 2022; Mealy et al., 2015)와 적대감이 팽배한 사회적 분위기는 연대를 약화시키고 타인에 대한 신뢰를 감소시킨다는 주장을 뒷받침한다(박준, 정동재, 2018). 셋째, 사회 신뢰의 매개효과를 분석한 결과, 사회 신뢰는 사회 갈등 인식과 우울 간의 관계를 매개함이 나타났다. 즉, 사회 갈등 인식이 증가할수록 사회 신뢰는 감소하고, 사회 신뢰가 감소할수록 우울이 증가한다는 것이다. 이러한 연구 결과는 사회 갈등 인식이 사회 신뢰를 감소시킨다는 기존 연구(Delhey & Newton, 2002; Filippidou & O’Brien, 2022; Lee, 2022)와 사회 신뢰가 우울에 영향을 미치는 주요 요소가 된다는 선행연구(박채림, 한창근, 2023; 유수정, 지민영, 2024; 김진현, 2021; Carr, 2020; Kim et al., 2012; O'connor et al., 2011)를 부분적으로 지지한다.
다음의 연구 결과는 사회적 자본 이론을 실증적으로 확인하였다는 학문적 의의를 가진다. 사회적 자본 이론에 따르면 공동체의 결속력과 같은 사회 구조의 분위기는 사회적 자본과 밀접한 연관이 있으며(Coleman, 1988), 사회적 자본은 개인의 건강과 행복에 영향을 미친다고 설명한다(Putnam, 1995). 본 연구는 사회가 분열되어 있다는 인식이 개인의 사회 신뢰를 약화시키고, 더 나아가 우울을 증가시킨다는 것을 확인함으로써, 사회적 자본이 심리적 건강에 영향을 미치는 구체적 메커니즘을 제시하였다. 특히, 기존 연구들이 사회 갈등 인식과 우울 간의 직접적 관계에 주목한 데 반해, 본 연구에서는 이들 간의 관계가 사회 신뢰라는 사회적 자본을 매개로 작동함을 규명함으로써, 사회적 자본의 매개적 역할을 경험적으로 뒷받침하였다고 볼 수 있다. 이는 사회 갈등이라는 구조적 인식이 개인의 정신건강에 영향을 미치는 과정을 이론적으로 설명하는 틀을 제공하였다는 점에 있어서도 중요한 학문적 함의를 갖고 있다고 볼 수 있다.
본 연구 결과, 청년층의 사회 갈등 인식 수준은 주요 변수들 중 상대적으로 높게 나타났으며, 이러한 사회 갈등은 개인의 사회 신뢰를 저하시키는 원인으로 작용함이 나타났다. 이는 청년층의 갈등 인식 완화를 위한 정책적, 실천적 노력이 시급하다는 것으로, 특히 본 연구는 사회 갈등 감소에 있어 정부와 지자체가 중심적인 역할을 해야한다는 청년과 국민 대다수의 인식(곽윤경 외, 2023; 한국행정연구원, 2024)을 바탕으로, 정부 및 지자체가 나아가야 할 방안을 제언하고자 한다.
첫째, 사회 갈등 완화를 위하여 갈등 민감성, 갈등 해결 교육 등의 프로그램을 적극적으로 추진할 필요가 있다. 이러한 프로그램은 갈등 발생의 근본적인 원인과 편견을 찾고, 차별의 태도를 개선하고, 갈등 상황에서 효과적으로 문제를 해결하는 데에 초점을 맞춘다(UNESCO, 2024). 구체적인 예로, UNICEF에서는 분쟁과 위기에 처한 14개국을 대상으로 사회적 결속과 지역사회 회복력 강화를 목표로 한 ‘Learning for Peace’ 프로그램을 수행하였고, 결과적으로 해당 프로그램에 참여한 아동, 청소년, 청년은 지역사회의 갈등에 민감하게 반응하고, 평화를 위하여 커뮤니티 대화를 구성하거나, 대화 플랫폼을 형성하는 변화가 발견됐다(Shah et al., 2016). 그러나, 현재 이러한 프로그램은 주로 아동, 청소년을 중심으로 구성되어 있어 전 생애주기를 대상으로 확대될 필요가 있으며, 직장, 지역사회에서 관련 교육을 제공하여 갈등 해결 문화를 확산시키고, 궁극적으로 갈등이 감소하여 우리 사회의 결속력을 강화해야 할 필요가 있다.
둘째, 정부와 지자체는 사회 갈등 완화와 사회 신뢰 증가를 위하여 공공 커뮤니케이션을 촉진할 수 있는 공론장을 마련해야 한다. 사회적 딜레마로서 갈등 문제는 공적인 대화와 소통을 통해 해소될 가능성이 크다(Balliet, 2010). 즉, 사회 갈등 해결을 위해서는 민주적 의사소통이 필요하다는 것으로, 현재 이러한 의사소통의 중요성을 인식한 여러 사회복지 기관 혹은 관련 재단에서는 소통의 장을 마련하고 있다. 최근 경기도 여성가족재단은 경희대학교 인권센터와 함께 젠더 갈등 해소를 목표로 ‘2024년 청년 양성평등 포럼’이라는 행사를 통해 소통의 장을 마련하였으며(경기도여성가족재단, 2024), 대구에서는 시민공익활동지원센터와 끼리우리라는 단체가 세대 통합을 위한 소통과 공감의 행사를 진행하였다(대구시민공익활동지원센터, 2024). 실제로, Hellmuth와 Jakobs(2022) 는 갈등이 잦은 환경에서 의견을 나눌 수 있는 소통의 장이 형성되는 것은 서로의 신뢰를 증진하고, 의견 교환을 통한 공감을 형성할 수 있음이 발견하여, 정부와 지자체는 협력을 통한 소통의 장을 적극적으로 마련할 필요가 있다.
셋째, 사회 갈등 감소와 사회 신뢰 증진을 위하여 자발적으로 참여할 수 있는 다양한 사회참여 활동 및 네트워크를 촉진하고, 지원하는 정책적 노력이 이루어질 필요가 있다. 한국행정연구원(2021)은 사회단체 활동을 개인 간의 연결 다리를 만들어 상호작용과 협력을 하도록 하고, 더 나아가 국가의 포용성을 증진할 수 있는 방안임을 강조하였다. 이러한 사회단체 활동은 자발적 참여를 기반으로 하여 공동체적 가치를 형성하고, 사회 신뢰를 증진하는 결과를 가져올 수 있다(Kim, 2016). 사회단체에는 조합, 동호회, 종교단체, 시민단체, 사회적 경제조직 등이 포함되며(통계청, 2024), 최근 청년층을 중심으로 다양한 사회단체 활동이 증가하고 있다. 특히, 경기도에서는 ‘청년공동체’라는 청년들의 네트워크 구축, 역량 강화, 공동의 가치 실현을 목표로 공동체 형성을 지원하는 사업이 이루어지고 있으며, 많은 청년이 다양한 공동체를 형성하고 경험하면서 연대와 결속을 경험하고, 노력하고 있다 (경기복지재단, 2024). 이러한 활동들은 청년층 외에도 모든 연령층을 대상으로 이루어져 서로 연대하고 화합하는 기회가 주어질 필요가 있다.
본 연구는 다음과 같은 한계를 갖고 있다. 먼저 횡단면 데이터를 활용하였다는 점이다. 본 연구의 데이터는 수집 시점을 기점으로 하여 변수 간 관계를 살펴보았기에 시간적 흐름에 따른 인과 관계를 명확히 규명하기 어려운 한계를 갖고 있다. 이에 따라 후속 연구에서는 종단적 연구 설계를 통해 시간 흐름에 따른 인과 관계를 보다 명확히 검증할 필요가 있다. 두 번째, 본 연구에서 매개효과인 사회 신뢰는 단일 문항으로 구성되어 있기에 측정 개념에 있어 한계가 존재한다. 이에 추후 연구에서는 신뢰도가 높은 측정 도구를 사용하여 사회 신뢰를 측정할 필요가 있다. 마지막으로 연구에서는 집단의 갈등을 성격에 따라 나누기보다 총합으로 분석을 진행하였다. 예로 젠더 갈등, 세대 갈등은 다른 특성을 가진 갈등이라고 볼 수 있으며, 갈등의 특성에 따라 영향이 다를 수 있다. 그러나 본 연구의 경우, 전반적인 갈등 인식이 미치는 영향을 살펴보는 것을 목적으로 하였기에 성격에 따라 나누지 않고 총합으로 분석을 진행하였다. 후속 연구에서는 갈등의 성격에 따라 미치는 영향을 나누어 살펴 볼 필요가 있다.
이러한 한계점에도 불구하고, 본 연구는 한국 사회의 갈등에 대한 청년들의 인식과 이러한 인식이 정신건강에 어떠한 위험을 주는지 실증적으로 탐색하였으며, 이를 토대로 우리 사회가 어떻게 나아가야 하는지 제시하였다는 점에서 중요한 의의를 갖는다. 특히, 청년 세대라는 특수한 위치가 이러한 관계를 더욱 민감하게 받아들일 수 있음을 강조하며, 사회 통합의 중요성을 전달한 연구이다. 한국의 청년들은 아직 제도적 보호나 자산이 부족한 상태에서 치열한 경쟁과 불확실한 미래를 마주하고 있기에(임윤서, 2018) 사회 구조의 갈등을 실존적 위협으로 인식할 수 있다. 즉, 청년기의 특수성이 사회적 분위기에 더욱 민감하게 반응하도록 만들고, 그로 인해 정신건강에 영향을 미칠 수 있다는 것이다. 따라서 본 연구는 청년의 정신건강을 증진하기 위한 방안으로 사회 갈등의 해결과 사회 신뢰 증가가 우리 사회가 나아가야 하는 방향임을 강조한다. 본 연구는 단순히 변수 간의 관계만을 실증적으로 탐색하는 목적을 넘어, 미래의 주역이 될 청년들에게 우리 사회가 어떠한 영향을 미치는지, 그리고 어떤 사회문화를 형성해야 하는지 알리고자 하였다. 청년들이 어떠한 성인으로 성장해 나갈 것인지는 결국 사회의 전반적인 분위기로 결정된다. 현재 우리 사회는 연대와 화합보다 갈등과 분열이 심화되고 있으며, 이러한 사회적 분위기는 청년들의 정신건강을 악화시키고 있다. 이제 사회는, 그리고 우리 개개인은 청년들이 우울보다는 기대와 행복으로, 건강한 성인으로 성숙해나갈 수 있도록 한국 사회의 통합과 결속을 위해 노력하기를 기대한다.
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