청년이 인식하는 미래 실현 조건 격차가 우울에 미치는 영향: 수도권과 비수도권 사회적 관계망의 조절효과 차이를 중심으로
Future Realization Gaps and Depression among Young Adults: Regional Differences in the Moderating Role of Social Networks
Choi, Yoon Hee1; Kim, Seon Mi1*; Lim, Eun Hyo1
보건사회연구, Vol.45, No.3, pp.448-474, September 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.3.448
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 청년이 부모의 배경, 개인의 조건, 정책적 지원 등 미래 실현에 필요한 조건들을 충분히 갖추지 못했다고 인식하는 정도가 우울에 미치는 영향에 주목하였다. 그리고 두 관계에서 사회적 관계망의 조절효과를 살펴보고, 지역적 맥락에 따라 차이가 발생하는지 확인하고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 미래 실현 조건 격차 인식이 클수록 청년의 우울 수준이 높아지는 현상은 수도권과 비수도권에서 공통적으로 확인되었다. 사회적 관계망은 이러한 부정적 영향을 완충하는 조절효과를 나타냈으나, 그 작용 양상은 지역별로 다르게 나타났다. 수도권 청년의 경우 부모의 교육 수준 격차 인식이, 비수도권 청년의 경우 부모의 경제력 격차 및 본인의 교육 수준 격차 인식이 우울에 미치는 영향에서 사회적 관계망의 보호적 기능이 확인되었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년의 미래 실현 조건 격차 인식은 정신건강에 부정적 영향을 미치나, 사회적 관계망은 이를 완충하는 역할을 할 수 있다. 따라서 청년이 미래를 긍정적으로 그리고 정신건강을 증진하기 위해 자원 불균형 해소뿐 아니라 신뢰와 연대에 기반한 사회적 관계망을 구축할 수 있는 환경 조성이 필요하다. 특히 수도권과 비수도권 청년 간 상이한 미래 실현 조건 격차 인식 양상을 반영한 맞춤형 정책 설계가 요구된다.
Abstract
This study explores depression among young adults by investigating the relationship between future realization gaps and social networks. We define the future realization gap as the perceived discrepancy between one’s current status and desired future aspirations. Using data from 14,966 participants aged 19 to 34 from the 2022 Youth Life Survey, we employed generalized linear models (GLM) to analyze how this gap affects depression and whether social networks moderate this relationship. Analyses were conducted separately for metropolitan and non-metropolitan residents. Results demonstrate that larger future realization gaps are significantly associated with higher depression levels in both regions. Although social networks did not show a direct effect on depression, significant interaction effects emerged. In metropolitan areas, social networks moderated the relationship between parental educational achievement gaps and depression. In non-metropolitan areas, social networks buffered the effects of both parental economic status gaps and individual’s educational achievement gaps on depression. These findings suggest that social networks serve as protective factors that mitigate the adverse mental health consequences of perceived resource deficits. However, the mechanisms vary by regions, highlighting the need for location-specific interventions to support young adults’ mental health.
초록
본 연구는 청년의 우울 문제를 미래 실현 조건 격차와 사회적 관계망의 관점에서 살펴보았다. 청년이 희망하는 미래 실현에 필요한 조건과 현재 수준 간의 격차 인식이 우울에 미치는 영향을 분석하고, 사회적 관계망의 조절효과를 검증하는 것이 주 연구 목적이다. 지역적 맥락을 반영하기 위해 거주지역이 수도권인 청년과 비수도권인 청년으로 구분하여 분석하였다. 자료는 「2022년 청년 삶 실태조사」 의 만 19세~34세 청년 14,966명 응답 데이터를 활용하였으며, 일반화선형모형(GLM)을 적용한 회귀분석을 실시하였다. 분석 결과, 수도권과 비수도권 모두에서 미래 실현 조건 격차 인식이 클수록 우울 수준이 유의미하게 높아지는 것으로 나타났다. 사회적 관계망은 우울에 직접적인 영향을 미치지 않았으나, 지역별로 상이한 조절효과를 보였다. 수도권에서는 사회적 관계망이 부모의 교육 수준 격차 인식과 우울 간의 관계를 조절하였고, 비수도권에서는 부모의 경제력 격차와 나의 교육 수준 격차 인식이 우울에 미치는 영향을 각각 완화하는 것으로 나타났다. 이는 사회적 관계망이 자원 결핍의 부정적 영향을 완화하는 보호 요인으로 작용함을 시사한다. 특히 수도권과 비수도권 간 차이는 청년 정신건강 증진을 위한 개입 방안을 모색하고 정책 수립 시 지역별 특성을 고려한 접근이 필요함을 보여준다.
Ⅰ. 서론
청년기는 중장·노년기로 이어지는 중요한 생애 전환기로, 성인으로서 책임과 역할을 본격적으로 체감하고 수행하기 시작하는 시기이다. 그러나 이 시기의 청년들은 사회 경험 부족과 한정된 인적·물적 자원으로 인해 심리적으로 취약할 가능성이 있다(김석호 외, 2017; 신아름, 2023). 특히 오늘날 청년들은 불안정한 사회경제적 환경 속에서 다양한 정서적 어려움을 경험하고 있으며, 그중에서도 우울 문제는 점차 심화되고 있다. 실제로 전체 우울증 환자 중 20~30대가 약 35%에 달하며 청년층 비중이 가장 높게 나타난다. 「2024년 청년의 삶 실태조사」 결과에서도 19세~34세 청년의 우울 증상 유병률은 8.8%로, 2022년 조사 결과인 6.1%보다 증가한 것으로 보고되었다(정세정 외, 2022; 국무조정실, 2025). 청년층의 우울 수준이 상대적으로 높고 지속적으로 증가하는 경향은 우리 사회가 청년들의 정신건강에 더 많은 관심을 기울일 필요가 있음을 시사한다(김진현, 2021).
청년의 우울은 개인의 심리적 취약성에서 비롯된 문제라기 보다, 청년이 바라는 미래와 이를 실현하기 위해 현재 필요한 조건 간의 간극, 즉 미래 실현 조건 격차 인식과 밀접하게 연결할 수 있다. 기존 연구들은 청년의 미래 인식을 주로 ‘미래 전망’이나 ‘미래 계획’ 등의 개념으로 설명해 왔다(박혜선 외, 2022; 이수비 외, 2022; 김형수 외, 2023; 이승진 외, 2024). 해당 연구들에서는 많은 청년이 취업, 주거, 결혼 등 주요 생애 과업을 둘러싼 구조적 제약 속에서 미래를 부정적으로 전망하거나 기회의 박탈 및 자기실현의 정체에 주목하였다. 그러나 미래를 어떻게 계획하는가 못지않게 중요한 것은 현재 청년이 개인적·공적 자원을 바탕으로 회복력을 발휘하여 자신의 미래를 어떻게 실현할 수 있는지에 대한 인식이다. 실제로 미래 실현 가능성에 대한 긍정적 인식과 사회적 자원, 관계망을 통한 주체적인 준비 활동은 우울과 불안을 완화하고, 자아존중감과 같은 긍정적인 정서를 형성하는 데 기여한다(이승진 외, 2024). 또한 청년이 미래를 긍정적으로 전망하고 목표를 설정하여 실현을 위한 노력을 지속할 때, 성취감을 통해 정신적 안정과 자아 확립을 경험한다(이주형, 김기연, 2023; Kooij et al., 2018; Lyu et al., 2019). 즉, 미래 실현 조건에 대한 격차를 적게 인식하는 청년은 보다 안정된 심리 상태를 유지할 가능성이 높다.
그러나 개인이 기대하는 미래와 현재 조건 간의 간극을 진단하는 ‘미래 실현 조건 격차’ 인식에 관한 개념은 아직 충분히 정립되지 않은 상태이다. 이에 본 연구는 청년이 바라는 미래를 실현하기 위해 중요하다고 여기는 조건들, 예컨대 부모의 사회경제적 배경, 개인의 성취와 노력, 정부의 정책 지원을 본인이 얼마나 갖추고 있다고 인식하는지를 기준으로 ‘미래 실현 조건 격차’ 인식을 개념화하고자 한다(김이선, 2024). 오늘날 청년들은 과거보다 더 높은 학력과 내재적 역량을 갖추었음에도, 급변하는 산업구조, 높은 주거비용, 공동체 의식의 약화, 그리고 지속되는 사회적 불평등 속에서 취업, 연애, 가족 형성 등 원하는 미래 실현 가능성에 대한 회의감을 느끼는 경우가 많다(박성원 외, 2023; 이승진 외, 2024). 특히 부모의 사회·경제·문화적 배경은 고등 교육의 기회, 노동시장 진입, 주거 마련, 자산 축적에 이르기까지 영향을 미치며, 이는 개인의 노력만으로는 극복하기 어려운 구조적 불평등을 심화한다(김도영, 최율, 2019; 고원태, 2024). 아울러 고도화된 능력 중심 사회(meritocracy)에서는 청년 스스로 자격 조건을 끊임없이 높이며 소위 ‘고스펙’을 갖추려는 압박을 경험하고 있다. 이는 학벌 및 스펙 경쟁, 그리고 ‘자격 증명주의(credentialism)’(Maire, 2024)의 확산과도 맞물려 미래 실현 조건과 현실 간의 격차를 더욱 확대한다. 동시에 청년층들은 정부 정책 지원에 대한 요구도 커지고 있는 가운데(박미경, 2022), 기대하는 정부 정책 지원 대비 실질적인 지원이 부족할 경우 기대 불일치(status discordance) 상태에 놓여(Kurer & Van, 2022), 심리적 실망감이 누적될 수 있다. 요컨대, 청년들이 미래 실현을 위해 중요하다고 인식하는 조건들과 현실 간의 괴리는 심리적 부담을 증폭시키며, 이로 인한 좌절감은 우울과 같은 부정 정서로 이어질 수 있다(이승진 외, 2024; 주재홍, 장창성, 2025).
한편, 청년이 인식하는 미래 실현 조건 격차와 우울 간의 관계는 사회적 관계망을 통해 완충될 수 있다. 신뢰에 기반한 관계 속에서 정서적, 정보적, 도구적 지지를 받을 수 있을 때 청년은 불안감을 완화하고 심리적 안정감을 유지할 수 있기 때문이다(박정민 외, 2022; 박채림, 한창근, 2023; Helliwell & Putnam, 2004). 사회적 관계망은 단순히 정서적 지지를 넘어 사회에 대한 접근성과 기회 활용 능력까지 향상하게 하며, 청년의 정신건강을 지탱하는 보호 요인으로 기능한다(김형수 외, 2023). 따라서 청년의 우울을 완화하는 과정에서 사회적 관계망의 역할을 이해하고, 청년이 속한 환경에서 이를 어떻게 활용하는지 분석하는 것은 중요한 의미를 갖는다(임보라 외, 2025).
특히 사회적 관계망의 효과는 청년이 거주하는 지역적 맥락에 따라 달라질 수 있다. 지역은 개인이 일상을 영위하는 기반일 뿐 아니라 진학과 취업, 독립과 가족 형성 등 청년기 핵심 과업이 이루어지는 공간이기 때문이다(노혜진 외, 2024). 많은 청년들이 더 나은 교육과 일자리를 찾아 수도권으로 이동하고 있으며, 실제로 2013년부터 2022년까지 약 60만 명의 비수도권 청년이 수도권으로 이동한 것으로 나타났다(경향신문, 2023). 그러나 수도권으로의 이동이 반드시 더 나은 삶을 보장하는 것은 아니다. 높은 생활비와 치열한 경쟁 속에서 수도권 청년은 상대적 박탈감을 경험하며(우호성, 2024), 대기업 중심의 취업 구조와 학력 중심 사회는 부모 배경에 따른 청년 자본 축적의 격차를 더욱 심화시키는 요인으로 작용한다(김정인, 2023; 김형수 외, 2023).
반면 비수도권 청년들은 지역사회 내 유대감과 이웃과의 교류 등 공동체적 문화가 수도권 청년들보다 비교적 유지되고 있어 정서적 안정감을 느끼는 경향이 있다(송경재, 2023; 지은주 외, 2024). 실제로 삶의 질이 비수도권 청년에게서 더 높게 나타나기도 하며(심채연, 정준호, 2024), 이는 사회적 관계망 기반의 지지가 청년의 정신건강에 긍정적으로 작용할 수 있음을 시사한다. 다만 비수도권은 자원과 인프라의 부족으로 직업 선택, 가족 형성, 자녀 양육 등 미래를 실현함에 있어 실질적 제약이 존재하며(노혜진 외, 2024), 대학 서열화와 수도권 중심의 사회 구조 속에서 ‘지역’은 경쟁의 승자와 패자를 가르는 기준이 되기도 한다(박경, 2020; 김성훈, 우명숙, 2023; 임태경, 2023). 이때 지역 기반의 사회적 관계망은 청년이 속한 각 지역사회에 대한 애착을 강화하고 삶의 만족도를 높이며, 궁극적으로 사회통합과 신뢰 수준을 높이고 정서적 안정감을 증진하는 보호 요인으로 작동할 수 있다(이민아, 2013; 홍근택, 2025).
하지만 지금까지 청년 우울에 관한 연구들은 실업, 불안정 노동, 주거 문제 등의 생활 문제(배정희, 구예닮, 2023; 이용호 외, 2023; 김건식, 2024; 탁현삼, 차준호, 2024; 양연재, 송인한, 2025)나 1인 가구와 같은 개인·가구 특성에 기반한 사회관계(이인정, 2021; 유지희 외, 2024; 박동진, 2025)에 주로 초점을 맞추었다. 청년이 처한 환경적 조건에 대한 인식과 정신건강 간의 관계를 다룬 일부 연구(정해식, 2020; 김석호, 2022; 변금선, 이혜림, 2023)도 존재하지만, 청년이 꿈꾸는 미래를 실현하기 위한 조건과 실제 현실 간의 간극을 어떻게 체감하고 그것이 정신건강에 어떤 영향을 미치는지 지역적 맥락과 연결해 분석한 연구는 많지 않다. 이에 본 연구는 청년의 미래 실현 조건 격차 인식이 우울에 미치는 영향을 파악하고, 이 관계에서 사회적 관계망의 조절효과를 규명하고자 한다. 특히 수도권과 비수도권 간 차이를 확인하여 청년의 정신건강 향상을 도모하기 위한 지역 기반의 대안을 탐색하고자 한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 청년의 미래 실현 조건 격차 인식과 우울
청년기는 고등 교육 이수, 취업, 주거 마련, 가족 형성과 같은 삶의 기반을 준비하는 성인 이행기로 미래에 대한 자기실현 기대와 현실 사이의 간극이 정신건강에 영향을 미치는 시기이다(이수비 외, 2022; Arnett, 2000). 현대사회의 청년들은 산업화와 소비사회의 풍요를 누리는 동시에, 구조화된 불평등과 치열한 경쟁 속에서 살아가고 있다. 특히 급변하는 기술 환경과 불확실한 노동시장 속에서 청년들은 안정적인 직업에 진입하기 위해 더 많은 교육적 성취와 인턴십 프로그램, 어학연수 등 별도의 스펙이 필요해지고 있다(김은정, 2015). 이는 미래 실현을 위한 준비 과정이 점차 장기화되고 고비용화되며 개인의 역량만으로는 감당하기 어려운 상태가 되어가고 있음을 의미한다.
그러나 모든 청년이 이러한 준비 과정을 동등한 조건에서 수행할 수 있는 것은 아니다. 청년의 출발점은 부모의 사회·경제·문화적 지위에 따라 달라지며, 교육 기회, 취업 준비 여건, 주거 안정성 등 핵심 자원에 대한 접근성이 청년 개인마다 상이하게 주어진다. 다양한 선행 연구에서는 부모의 교육수준 등 계급적 위치가 자녀 세대의 사회 계급 형성과 계층 이동 가능성에 영향을 미치며, 자녀의 교육 수준은 이를 나타내는 지표로 활용됨을 제시한 바 있다(이준석, 2020; 김덕호, 2021; 김성훈, 우명숙, 2023; 이지은, 정세은, 2023; 김상우, 2024). 이로 인해 청년들은 자신의 노력이 정당한 보상을 받지 못한다고 느낄 때 무력감과 좌절, 불공정 인식을 경험하게 된다(조한혜정 외, 2016; 한승헌 외, 2017). 특히 이들은 또래나 타인과의 비교를 통해 자신의 위치와 가능성을 평가하는 경향이 강하며(김홍중, 2015), 이러한 비교는 단순한 감정적 반응을 넘어 자신의 삶을 전망하는 인식의 틀로 작동한다.
이러한 맥락에서 본 연구는 청년이 인식하는 ‘미래 실현 조건 격차’ 개념에 주목하고자 한다. 김이선(2024)은 가족 경제력, 나의 노력, 정책 지원 수준을 바라는 미래 실현의 핵심 조건으로 상정하고, 각 조건의 중요도와 현재 충족 수준 간의 차이를 통해 격차를 산출하였다. 본 연구는 이를 바탕으로 부모의 경제력과 교육 수준, 본인의 교육 수준과 노력 정도, 정부 정책 지원 수준에서 청년이 체감하는 간극을 ‘미래 실현 조건 격차’로 조작적 정의한다. 이는 청년이 도달하고자 하는 미래 실현 조건과 현재 갖춘 조건 간의 차이를 반영하며, 사회적 배경과 정책 환경에 따라 청년의 삶이 형성되는 현상으로 이해할 수 있다.
‘미래 실현 조건 격차’ 인식 개념을 직접적으로 다룬 연구는 제한적이지만, 청년이 미래를 실현하기 위해 중요하다고 인식하는 조건들의 구성 요소를 시사하는 선행연구들은 본 개념의 타당성과 중요성을 뒷받침한다. 이수비 외(2022)는 청년이 부모의 배경이나 경제적 자원을 자신의 사회경제적 지위를 좌우하는 결정적 요소로 인식하며, 이러한 자원이 부족할 경우 미래를 비관적으로 바라보고 좌절감이 심화된다고 보고하였다. 이러한 경향은 인식 차원에 머물지 않고, 청년의 실제 삶의 과정에서도 구체적으로 드러난다. 곽윤경(2024)은 부모의 사회경제적 배경이 노동시장 진입의 실질적인 장벽으로 작용한다고 지적하였으며, 김형수 외(2023) 또한 부모 세대의 자본이 청년의 사회경제적 지위 형성에 영향을 미쳐, 궁극적으로는 미래 실현 가능성에 대한 기대를 좌우하는 요인으로 작용한다고 제시하였다.
이는 청년의 정신건강에도 직접적인 영향을 미친다. 선행 연구에 따르면, 부모의 교육 수준과 경제력은 청년의 학업 성취, 직업 선택, 자아 효능감에 직간접적인 영향을 미치며, 이러한 자원의 결핍은 우울의 주요 원인으로 작용하는 것으로 나타났다(Wodtke et al., 2016; Ren & Liang, 2023). 변금선과 이혜림(2023) 역시 부모의 교육 수준과 재산 수준으로 측정된 사회경제적 지위가 청년의 정신건강에 유의미한 영향을 미친다고 보고하였으며, 특히 재산 수준은 청년의 불안 수준과 밀접하게 관련되어 있었다. 청년이 자신의 미래를 책임질 수 있을지에 대한 인식이 정서적 반응으로 연결된다는 점에서, 개인이 가진 역량 역시 청년이 미래 실현 가능성을 어떻게 평가하고 기대하는지 결정하는 중요한 기준이 됨을 시사한다(정우연 외, 2022).
더 나아가, 정책적 지원 수준 역시 청년이 체감하는 미래 실현 조건의 핵심 요소로 작용한다. 정책적 자원이 충분하지 않다고 인식될 경우, 청년은 무력감과 좌절감을 경험하며 이는 정신건강 악화로 이어질 가능성이 있다. 청년기는 취업, 결혼, 출산, 주거 마련 등 다양한 복지 욕구가 중첩되는 시기로, 이러한 복합적 요구에 대응할 수 있는 종합적이고 지속적인 지원이 필요하다(이채은, 2025). 그러나 그간 청년정책은 주로 일자리 중심의 단기적 지원에 집중되어 있어(김현우, 양준석, 2024), 청년들이 미래 실현을 위한 기반을 마련하는 데 구조적인 한계를 야기하고 있다. 이렇게 해소되지 못하는 격차는 정신건강의 악화, 즉 우울로 이어질 위험이 있다(김진현, 2021). 실제로 이순아와 이상록(2018)은 고용정책 프로그램 참여만으로는 청년의 삶의 질을 실질적으로 향상시키기 어려우며, 관계망에 기반한 정서·심리적 자원과 함께 종합적인 지원이 병행되어야 함을 강조하였다.
선행연구 결과를 종합해 보면, 청년이 미래를 실현하기 위해 중요하다고 인식하는 조건과 현재 자신이 갖춘 조건 간의 간극이 클수록 우울과 같은 부정적 정서 반응이 증가할 가능성이 높다는 점을 예측할 수 있다. 이때 고려되어야 할 조건은 개인의 노력이나 성취뿐만 아니라, 부모 세대의 사회경제적 자원과 관계망, 그리고 정책 지원까지 포함된다. 따라서 청년이 이러한 자원이 자신에게 충분하지 않다고 느낄 때, 즉 ‘미래 실현 조건 격차’를 인식할 때 발생하는 우울은 단순한 개인의 취약성으로 보기보다, 구조적 자원 결핍과 밀접하게 연결된 사회문제로 이해할 필요가 있다(김건식, 2024; 이수정 외, 2024).
청년기의 우울은 단기간의 일시적인 정서 상태로 머무르지 않는다. 이는 직장 생활 적응, 결혼 및 자녀 출산 등, 중장년기로의 이행 등 생애 주요 과업을 수행하는 데 있어 동기 저하, 회피 행동, 자기 효능감 저하 등 정서, 행동적 장애 요인으로 작용할 수 있다(Smart & Sanson, 2005). 특히 한국 청년은 문화적으로 ‘감정 표현의 억제’ 와 ‘성과 중심의 자기 검열’에 익숙해져 있어 우울을 외부에 드러내지 못한 채 내면화하는 경향이 강하며 이는 정신건강 문제가 만성화될 가능성을 더욱 높인다(박지혜, 이선혜, 2022). 이러한 경향은 통계적으로도 확인된다. 보건복지부의 「2024년 국민 정신건강 지식 및 태도 조사」에 따르면 전국 15~69세 국민 우울증 유병률은 2022년 30%에서 2024년 40.2%로 약 10%p 증가하였으며, 특히 20~30대 청년층에서 가장 높은 수준을 보였다(질병관리청, 2024). 또한 자살 관련 행동 경험자 중 우울장애를 겪은 비율이 가장 높았으며, 자살은 청년층의 주요 사망원인1)으로 나타났다(이유리, 2023). 이러한 결과는 청년기의 우울이 생애 전반의 취약성으로 이어질 수 있음을 보여주며, 조기 개입과 적극적 대응의 필요성을 뒷받침한다.
2. 사회적 관계망의 조절효과
청년의 미래 실현 조건 격차로 인한 우울감은 개인의 심리적 특성만으로 설명하기 어려우며, 이는 사회적 환경과의 상호작용 속에서 형성된다. 특히 사회적 관계망(social network)은 이러한 구조적 요인과 심리적 반응 사이의 연결을 조절하는 중요한 보호 요인으로 작용한다(Cao et al., 2024). 사회적 자본의 한 축을 이루는 사회적 관계망은 ‘사회관계(social relationship)’ 및 ‘사회적 지지(social support)’와 밀접하게 연관된 개념으로, 이들은 각각 관계의 존재 여부와 양, 기능적 측면, 구조적 특성을 중심으로 구분된다. ‘사회관계’는 개인이 타인과 맺고 있는 사회적 접촉과 관계 형성의 양을, ‘사회적 지지’는 이러한 관계가 제공하는 정서적, 도구적 지원을 의미하며, ‘사회적 관계망’은 관계의 강도와 범위, 연결 구조 전반을 포괄하는 개념이다(House & Kahn, 1985; 석재은, 장은진, 2016에서 재인용). 즉, 사회적 관계망은 개인이 타인과 맺는 정서적, 정보적, 기능적 유대를 포괄하는 개념으로, 이를 구성하는 주체에는 가족, 친구, 지인 등 비공식적인 관계뿐 아니라 직장, 학교, 지역사회, 공공기관 등에서 형성되는 공식적 관계가 포함된다(박윤희, 2016). 사회적 관계망은 물리적 접촉을 넘어 정서적 교류, 정보 공유, 문제 해결 등 다양한 기능을 수행하며, 그 크기는 위기 상황에서 실질적 도움을 요청하거나 정서적 지지를 받을 수 있는 사회적 자원의 양을 의미한다(손용진, 2010).
사회적 관계망은 관계의 양적 규모, 관계의 유형, 상호작용의 빈도와 질, 정서적 친밀감 등 다양한 차원을 포괄하는 다차원적 개념이다(Lubben, 1988). 그러나 최근 청년 고립 청년 문제가 심화되며 이 중에서도 특히 ‘관계망의 규모’, 즉 접근 가능한 자원의 양적 측면이 청년의 정신건강에 미치는 영향에 대한 논의가 이루어지고 있다. 코로나19 이후 사회적 거리두기와 비대면 활동의 일상화로 인해 청년들은 관계의 양과 질 모두 축소된 환경에 놓이게 되었고, 이로 인해 사회적 관계망이 부족하거나 단절된 청년들은 고립과 은둔을 경험하며 더욱 정신적으로 취약한 상태에 놓이게 되었다(장세길, 2023). 실제로 다양한 연구들은 사회적 관계망의 결핍이 우울 등 정신건강 문제로 이어질 수 있음을 경고하고 있다(유민상 외, 2022; 조미형, 고아라, 2022; 박은주, 박정윤, 2024). 특히 주유선(2020)은 사회적 관계망이 일반적으로 사회적 지지의 크기를 의미하며, 이의 결핍, 즉 관계망의 총량적 부족에 주목할 필요가 있음을 제시하였다.
따라서 본 연구는 청년이 보유한 사회적 관계망의 규모가 미래 실현 조건 격차와 우울의 관계에서 어떠한 완충 기제를 가지는지 규명하고자 한다. 사회적 관계망은 개인이 어려운 상황에서 정서적, 도구적, 기능적 지지를 받을 수 있는 기반이자 구조적 스트레스 요인과 심리적 반응 사이의 부정적 연결을 약화하는 완충 기제로 기능할 수 있다. 이러한 조절 효과는 여러 선행 연구를 통해 간접적으로 확인할 수 있다. 예를 들어 O’Connor et al.(2011) 은 생애 초기 형성된 신뢰 관계가 성인기의 정신건강을 지속적으로 보호하는 자원이 된다고 보았으며, Taylor(2011)는 사회적 지지가 높은 관계망이 스트레스 상황에서 개인의 정서적 반응을 조절하고 회복을 촉진한다고 보고하였다. Fujiwara와 Kawachi(2008)는 사회적 자본의 일부로써 잘 구축된 사회적 관계망이 우울 감소에 장기적으로 긍정적인 영향을 미친다는 시계열 분석 결과를 제시하였다. 장진희(2022)와 유지희 외(2024)는 1인 가구 청년을 대상으로 한 분석을 통해 걱정과 어려움을 나눌 수 있는 의미 있는 관계망의 존재가 우울을 실질적으로 완화하는 데 효과적임을 보여주었다. 이는 사회적 관계망의 규모와 질이 결합하여 정신건강에 영향을 미친다는 점을 시사한다.
위 논의를 종합하면, 청년의 우울을 이해하기 위해서는 개인의 심리적 특성만이 아니라 미래 실현 조건 격차와 같은 구조적 요인, 그리고 이를 둘러싼 사회적 보호 자원인 사회적 관계망의 특성을 함께 고려하는 상호작용적 접근이 필요하다. 본 연구는 이러한 관점에서 사회적 관계망의 규모가 가지는 조절 효과에 주목하며 이를 실증적으로 분석하고자 한다.
3. 수도권과 비수도권의 차이
청년기는 독립된 성인으로 이행하는 과도기이자, 진학과 취업 등 생애주기 전환이 집중되는 시기로, 거주지역 선택이 향후 삶의 방향을 결정짓는 중요한 전환점이 된다. 이 시기 청년들은 고등 교육을 위한 1차 이동과 노동시장 진입을 위한 2차 이동 등 지역 간 이동을 활발히 경험한다(강동우, 2018; 김민석, 강민규, 2023; 노혜진 외, 2024). 많은 청년은 더 나은 교육과 고용 기회를 찾아 수도권으로의 이주를 선택하며, 이는 청년이 체감하는 미래 실현 조건 격차와 사회적 관계망의 규모에 큰 영향을 미칠 수 있다. 각 지역이 지닌 자원과 환경적 특성이 다르기 때문이다.
수도권과 비수도권 간에는 고등 교육기관 분포, 양질의 일자리, 복지 인프라, 문화 및 여가 자원 등 원하는 미래를 실현하기 위한 핵심 환경 요인에서 차이가 존재한다(박해남, 박미희, 2021; 이지안 외, 2024). 수도권은 다차원적인 자원이 밀집된 공간으로 청년에게 진학과 취업을 위한 주요 목적지로 작용하며(김화연, 이대웅, 2022; 임태경, 2023; 국토교통부, 2025), 실제로 청년 인구의 절반 이상(약 53.9%)이 수도권에 거주하고 있다(통계청, 2024). 이로 인해 수도권과 비수도권 청년 간 노동시장 진입과 직업 안정성에서 차이가 발생하고 있으며(지은주 외, 2024), 장기적으로는 지방 인구 유출과 지역 발전의 저해로 이어질 가능성에 놓여 있다(엄창옥 외, 2018; 김민석, 강민규, 2023).
그러나 수도권 자원의 집중이 청년에게 반드시 긍정적 결과를 보장하는 것은 아니다. 수도권 청년은 다양한 기회에 접근할 수 있는 이점을 가지는 반면, 과도한 경쟁, 높은 주거비와 생활비, 사회적 고립감 등 복합적 스트레스 요인에 직면해 있으며(문영만, 2022; 김형수 외, 2023; 이희정, 2025), 이는 정신건강에 부정적인 영향을 미칠 수 있다. 특히 수도권으로 이주한 청년은 기존 관계망과의 물리적·정서적 거리, 낯선 환경에서 오는 적응 부담 등으로 인해 심리적 어려움을 느끼며(김민주 외, 2023), 사회적 관계망의 부족 및 단절은 정신건강 악화의 주요 요인으로 작용할 가능성이 높다(이희정, 2025; Cudjoe et al., 2020; Lapane et al., 2022; Jeong et al, 2023). 심채연과 정준호(2024)는 “수도권으로 떠난 청년이 비수도권에 남은 청년보다 경제적 여건은 낫지만, 삶의 행복감은 낮다,”는 연구 결과를 보고하였고, 이수비 외(2021)는 수도권 거주 청년이 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 비율이 ‘정상 일반군’에 비해 속할 가능성보다 1.41배 높다고 제시하였다.
이러한 수도권 청년의 관계망 취약성과 정신건강 악화는 비수도권 청년의 상대적 관계망 안정성과 대비된다. 비수도권 청년은 지역 공동체 기반의 관계망을 유지하는 경우가 많아 일상적 상호작용 속에서 정서적 지지를 비교적 안정적으로 확보할 수 있다(이상욱 외, 2019; 김주진, 나주몽, 2021; 김민주 외, 2023). 그리고 이는 위기 상황에서 실질적 보호 기능을 제공하며, 수도권 청년보다 정서적 안정과 정신건강 유지에 유리하게 작용할 수 있다. 그러나 비수도권 청년은 지역 내 제한된 기회 속에서 원하는 미래를 실현하기 어려울 가능성이 높으며, 사회적 관계망만으로는 이러한 결핍을 완전히 상쇄하기 어려운 지역적 한계가 존재한다(김민주 외, 2023; 변금선, 김정숙, 2024; Nasrudin et al., 2023).
이와 같은 지역 간 차이는 생태체계이론(Bronfenbrenner, 1979)을 통해서도 설명할 수 있다. 생태체계이론은 개인이 미시체계(가족, 친구), 중간체계(학교, 직장), 외체계(지역사회), 거시체계(문화, 정책) 등 다층적 환경과 상호작용하며 발달한다고 전제한다(배나래, 2025). 각 체계는 지역별 자원 분포와 구성에 따라 차이를 보이며, 이는 개인이 경험하는 사회적 관계망의 구조와 기능에 영향을 미친다(조윤, 전미선, 2024). 즉, 동일한 규모의 사회적 관계망을 가지고 있더라도, 그것이 작동하는 방식과 정신건강에 미치는 영향은 수도권과 비수도권이라는 공간적 맥락에 따라 다르게 나타날 수 있다. 이에 본 연구는 수도권과 비수도권 청년이 체감하는 미래 실현 조건 격차와 유의미한 사회적 관계망의 규모가 정신건강에 미치는 영향을 실증적으로 규명하고자 한다.
연구 문제는 다음과 같다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료 및 대상
본 연구는 국무조정실 청년정책기획관 주관으로 한국보건사회연구원과 한국통계진흥원이 공동 수행한 「2022년 청년 삶 실태조사」 자료를 활용한다. 해당 조사는 청년층 삶을 종합적으로 파악하고 청년의 욕구와 인식을 반영한 정책 수립의 기초 자료 제공을 위해 실시되었다(정세정 외, 2022). 조사는 2022년 1월 1일 기준 만 19∼34세 청년이 포함된 가구를 대상으로 하고, 구조화된 설문지를 활용한 가구 방문 면접조사 방식으로 진행되었다. 표본은 전국 17개 시도의 일반 가구를 모집단으로 설정하고 만 19∼34세 청년이 포함된 15,000가구를 추출하였다. 구체적으로는 시·군·구를 1차 단위로, 가구 및 해당 가구 내 청년을 2차 단위로 하는 층화 확률비례계통추출법(stratified proportional to size systematic sampling)을 적용하였다. 시·도 간에는 제곱근 비례배분법을, 동과 읍·면 지역 간에는 가구 수에 따른 비례배분법을 사용해 지역별 대표성을 확보하였다. 조사 완료 후 이상치 및 특이값을 제외한 결과, 총 14,966명의 유효 표본이 확보되었다(정세정 외, 2022). 본 연구에서는 해당 표본을 거주지역이 수도권인 청년 4,938명, 비수도권인 청년 10,028명으로 구분하여 분석에 활용한다.
3. 주요 변수 측정
가. 주요 변수
본 연구에서는 우울을 종속변수로, 미래 실현 조건 격차 개별 항목을 독립변수로, 사회적 관계망을 조절변수로 설정하였으며, 이외에 인구 사회학적 특성 및 우울에 영향을 미칠 수 있는 요인들을 통제변수로 포함한다. 측정에 사용된 주요 변수의 세부 내용은 다음과 같다.
1) 종속변수: 우울
종속변수인 우울은 PHQ-9(Patient Health Questionnaire-9)을 활용하여 측정되었다. 해당 도구는 ‘일을 하는 것에 대한 흥미나 재미가 거의 없음’, ‘우울감 또는 절망감’, ‘수면 문제’, ‘피로감’, ‘식욕 변화’ 등 9개 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 1점(전혀 없음)부터 4점(거의 매일)까지의 4점 척도로 응답하도록 구성되어 있다. 점수가 높을수록 우울 수준이 높음을 의미하며, 분석에는 전체 문항의 평균값을 활용한다.
2) 독립변수: 미래 실현 조건 격차
미래 실현 조건 격차 변수는 김이선(2024)이 제시한 미래 실현 조건 개념에 기반한다. ‘2022년 청년 삶 실태조사’에서는 청년이 ① 부모의 경제력, ② 부모의 교육 수준, ③ 나의 교육 수준, ④ 나의 노력, ⑤ 정부의 정책 지원 항목에 대해 먼저 ‘바라는 미래를 실현하기 위해 얼마나 중요하다고 생각하는지’(4점 척도)를 측정한 후 ‘현재 내가 그 조건을 얼마나 갖추고 있다고 생각하는지’(4점 척도)를 측정하였다. 본 연구에서는 김이선(2024)의 연구 방법을 차용하여 각 항목에 대해 ‘중요성 인식 점수’에서 ‘현재 보유 수준 점수’를 차감하는 방식으로 조건별 격차 점수를 산출한다. 즉, 각 항목의 미래 실현 조건 격차는 “중요하다고 생각하는 정도 – 현재 내가 갖추고 있다고 생각하는 정도”로 계산되며, 점수가 높을수록 해당 조건에 대한 격차를 더 크게 인식하고 있음을 의미한다. 만일 현재 갖추고 있다고 인식하는 정도가 더 클 경우, 즉 격차 점수가 음수값일 경우, 이는 해당 조건에서 미래 실현에 대한 제약을 느끼지 않는 상태로 간주하여 0으로 재코딩한다. 이는 본 변수가 청년이 주관적으로 인식하는 미래 실현 가능성과 현재 조건 간의 인지적 간극을 반영하도록 한 것이다(0점 = 격차 없음 ~ 3점 = 격차 매우 큼). 다섯 개 문항에 대한 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 0.69로 수용할 수 있는(acceptable) 수준으로 나타났다(선은주, 한상우, 2021; Gliem & Gliem, 2003). 분석에는 미래 실현 조건 격차 다섯 항목을 개별 변수로 활용하여, 조절변수인 사회적 관계망과의 상호작용 효과를 확인한다.
3) 조절변수: 사회적 관계망
사회적 관계망은 관계의 유형, 상호작용의 빈도와 질, 정서적 친밀감 등 다양한 차원을 포함하는 복합적인 개념이다(Lubben, 1988). 본 연구에서는 이러한 관계망 중 개인이 경제적, 도구적, 정서적 지지가 필요한 상황에서 실제로 접근할 수 있는 자원의 질적 속성을 반영한 양적 규모에 주목한다. 즉, 청년에게 실질적으로 유의미한 사회적 관계망이 존재하는지, 그리고 그 규모는 어느 정도인지를 파악하고, 사회적 관계망의 양적 특성이 청년의 미래 실현 조건 격차와 우울 간의 관계를 어떻게 조절하는지 분석한다.
사회적 관계망 변수는 다음과 같이 생성된다. 먼저 ‘갑작스러운 큰 도움이 필요할 때’, ‘생활비가 부족할 때’, ‘본인 또는 가족이 아플 때’, ‘우울하거나 스트레스를 받을 때’, ‘일상에서 부당한 일을 당했을 때’ 총 다섯 가지 상황을 제시하고, 각 상황에서 도움을 줄 수 있는 자원으로 ‘가족(친척)’, ‘지인(친구, 이웃, 직장 동료 등)’, ‘공공기관’, ‘민간기관’을 제시한 후 복수 응답을 가능하게 한다. 자원별로 다섯 가지 상황에서 도움을 받을 수 있도록 응답한 경우 1점, 그렇지 않은 경우 0점으로 처리하였으며 이에 따라 자원별 점수는 0점(모든 상황에서 도움을 받을 수 없음)에서 5점(모든 상황에서 도움을 받을 수 있음)으로 산출된다. 본 연구에서는 각 네 가지 자원 점수의 합산 값을 사회적 관계망으로 활용하며, 최종적으로는 최소 0점(어떠한 상황에서도 도움을 받을 수 있는 자원이 없음)부터 최대 20점(모든 상황에서 모든 자원으로부터 도움을 받을 수 있음)의 범위를 갖는다.
나. 통제변수
통제변수에는 인구사회학적 특성과 선행 연구에서 우울에 영향을 미치는 것으로 확인된 요인들을 포함한다. 인구사회학적 특성으로는 성별(0: 남성, 1: 여성), 연령(1: 19~24세, 2: 25~29세, 3: 30~34세), 부모와의 동거 여부(0: 비동거, 1: 동거), 1인 가구 여부(0: 다인가구, 1: 1인가구), 혼인 여부(0: 미혼·사별·이혼·별거 1: 기혼·동거), 취업 여부(0: 미취업 1: 취업), 청년의 개인 소득을 포함하였으며, 소득의 경우 연 소득의 로그값을 활용한다.2) 지역 이주 여부(Bhugra, 2003; Qiu et al., 2011)는 “학업 또는 일자리를 위해 현재 주거 지역으로의 이사 여부”에 대해 이주 경험 없음(0)과 있음(1)으로 구분한 값을 활용한다. 소득계층에 대한 주관적 인식(김진현, 2021; 박설아, 한창근, 2024)은 “우리 사회의 소득계층을 다섯 집단으로 구분할 때 본인이 속한다고 생각하는 계층”을 하층(1점)부터 상층(5점)까지 응답한 값을 활용한다. 주거환경 만족도(송도훈 외, 2025)는 생활 인프라, 대중교통 이용, 치안 및 범죄 등 방범 상태, 위생 환경, 녹지 공간(산책로·공원 등), 문화/부대시설, 교육 환경, 이웃과의 관계 8개 항목에 대해 매우 불만족(1점) 매우 만족(5점)까지 평가한 평균값을 사용한다. 주관적 건강 상태(정유진 외, 2021)는 “평소 본인의 건강 상태에 대한 인식”을 매우 건강함(1점)부터 매우 건강하지 않음(5점)까지 응답한 값을 활용한다.
4. 분석 방법
가. 기초 통계 분석 및 상관관계 분석
각 변수의 실태를 파악하기 위해 빈도분석 및 기술통계 분석을 수행한다. 그리고 변수들에 관한 수도권, 비수도권 간의 차이를 확인하기 위해 독립표본 t-검정, Mann-Whitney 검정, 카이제곱 검정을 수행한 후 주요 변수 간 상관관계 분석을 수행한다.
나. 일반화 선형 모형(Generalized Linear Model, GLM) 회귀분석
본 연구는 종속변수인 우울이 양의 값만을 가지며 비정규 분포의 특성을 보인다는 점을 고려하여, 일반화 선형 모형(Generalized Linear Model, GLM)을 활용한다. GLM 분석에서는 종속변수의 분산이 평균의 제곱에 비례하는 특성을 반영하기 위해 Gamma 분포를 지정하고, 종속변수의 양적 증가를 설명할 수 있도록 로그 링크 함수(log link)를 사용한다. 독립변수는 청년이 인식하는 미래 실현 조건 격차이며, 조절변수는 사회적 관계망 수준이다. 통제변수로는 연령, 성별, 부모 동거 여부, 주거형태, 결혼 여부, 지역 이주 경험, 가구소득, 취업 여부, 소득계층 인식, 주거 만족도, 주관적 건강 상태를 포함한다. 분석은 단계적으로 수행되며, 1단계에서는 독립변수와 통제변수만을 투입하고, 2단계에서는 조절변수를 추가하며, 3단계에서는 미래 실현 조건 격차와 사회적 관계망 간의 상호 작용항을 포함하여 조절효과를 검증한다. 모든 분석에는 Stata 18.0을 활용한다.
Ⅳ. 분석 결과
1. 연구 대상자의 기본적 특성
분석 결과, 종속변수인 우울은 수도권 청년이 평균 1.35점(표준편차 0.47), 비수도권 청년이 1.28점(표준편차 0.40)으로, 수도권 청년의 우울 수준이 통계적으로 유의미하게 더 높은 것으로 나타났다(t=8.69, p<.001). 독립변수인 미래 실현 조건 격차 전체 평균은 수도권 0.66점(표준편차 0.48), 비수도권 0.60점(표준편차 0.45)으로, 수도권 청년이 미래 실현 조건 격차를 더 크게 인식하는 경향을 보였으며, 그 차이는 통계적으로 유의미하였다 (t=6.92, p<.001). 세부 항목별로는 부모 경제력 격차(t=1.17, p<.001), 부모 교육 수준 격차(t=3.39, p<.01), 나의 교육 수준 격차(t=1.75, p<.05), 나의 노력 격차(t=2.40, p<.01), 정책 지원 격차(t=6.36, p<.001) 모두 수도권 청년의 격차 인식이 더 높았다. 다섯 개의 항목 중에서는 수도권과 비수도권 모두 정책 지원 격차 수준이 가장 높게 나타났다. 조절변수인 사회적 관계망은 수도권과 비수도권 모두 약 7점대로, 지역 간 차이의 통계적 유의미성은 확인되지 않았다. 통제변수 중에서는 수도권 청년의 지역 이주 경험 비율, 취업 비율, 개인 소득 수준, 소득계층 인식 수준, 주거환경 만족도가 더 높았다. 반면, 1인 가구 비율, 혼인율, 주관적 건강 상태는 비수도권 청년이 더 높게 나타났다. 상세 분석 결과는 <표 1>과 같다.
표 1
수도권, 비수도권 청년의 기본적 특성
| 변수 | 수도권 (N=4,938) | 비수도권 (N=10,028) | t/x2 | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 평균 또는 비율 | 표준편차 | 평균 또는 비율 | 표준편차 | |||
| 종속변수 | 우울 | 1.35 | (0.47) | 1.28 | (0.40) | 8.69*** |
| 독립변수 | 미래 실현 조건 격차 | 0.66 | (0.48) | 0.60 | (0.45) | 6.92*** |
| (1) 부모 경제력 격차 | 0.66 | (0.76) | 0.56 | (0.70) | 1.17*** | |
| (2) 부모 교육 수준 격차 | 0.85 | (0.75) | 0.81 | (0.72) | 3.39** | |
| (3) 나의 교육 수준 격차 | 0.37 | (0.61) | 0.36 | (0.60) | 1.75* | |
| (4) 나의 노력 격차 | 0.21 | (0.49) | 0.19 | (0.46) | 2.40** | |
| (5) 정책 지원 격차 | 1.20 | (0.89 | 1.10 | (0.84) | 6.36*** | |
| 조절변수 | 사회적 관계망 | 7.23 | (2.57) | 7.26 | (2.54) | -0.72 |
| 통제변수 | ||||||
| 성별 | 남성 | 46.96 | - | 48.38 | - | 2.68 |
| 여성 | 53.04 | - | 51.62 | - | ||
| 연령 | 19~24세 | 45.75 | - | 49.22 | - | 17.35*** |
| 25~29세 | 32.24 | - | 29.49 | - | ||
| 30~34세 | 22.01 | - | 21.29 | - | ||
| 부모와 동거 비율 | 54.94 | - | 51.05 | - | 20.114 | |
| 1인 가구 비율 | 33.94 | - | 36.69 | - | 10.86** | |
| 혼인율(기혼, 사실혼) | 9.17 | - | 11.14 | - | 13.61*** | |
| 지역 이주 경험 비율 | 32.28 | - | 26.37 | - | 56.61*** | |
| 취업 비율 | 68.23 | - | 62.62 | - | 45.32*** | |
| 개인 소득(연, 만원) | 2,487 | (6,329) | 2114 | (5,555) | 3.684*** | |
| 소득계층 인식 | 2.79 | (0.75) | 2.74 | (0.72) | 4.50*** | |
| 주거환경 만족도 | 3.83 | (0.76) | 3.69 | (0.77) | 10.09*** | |
| 주관적 건강 상태 | 3.55 | (0.79) | 3.62 | (0.79) | 5.33*** | |
2. 상관관계 분석 결과
<표 2>의 상관관계 분석 결과, 우울은 미래 실현 조건 격차와 정적 상관(r=.214, p<.001), 사회적 관계망과 부적 상관(r=-.049, p<.001)을 보였다. 통제변수 중에서는 성별, 연령, 1인 가구 여부, 혼인 여부, 지역 이주 여부, 취업 여부, 개인 소득과 우울이 정적 상관을, 부모와 동거 여부, 소득계층 인식, 주거환경 만족도, 주관적 건강 상태와는 부적 상관을 나타냈다. 미래 실현 조건 격차는 사회적 관계망과 부적 상관(r=-.074, p<.001)을 보였으며, 연령, 부모와 동거 여부, 1인 가구 여부, 혼인 여부, 지역 이주 여부, 취업 여부와 정적 상관, 소득계층 인식, 주거환경 만족도, 주관적 건강 상태와는 부적 상관을 나타냈다. 사회적 관계망은 연령, 혼인 여부와 부적 상관, 지역 이주 여부, 부모와 동거 여부, 개인 소득, 소득계층 인식, 주거환경 만족도, 주관적 건강 상태와 정적 상관을 보였다.
표 2
상관관계 분석 결과
| 변수 | (1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | (9) | (10) | (11) | (12) | (13) | (14) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| (1) 우울 | 1 | |||||||||||||
| (2) 미래 실현 조건 격차 | .214*** | 1 | ||||||||||||
| (3) 사회적 관계망 | ***-.049 | -.074*** | 1 | |||||||||||
| (4) 성별 | .091*** | 0004 | -.004 | 1 | ||||||||||
| (5) 연령 | .074*** | .060*** | -.043*** | .021* | 1 | |||||||||
| (6) 부모와 동거 여부 | -.042*** | .048*** | .016* | -.034*** | -.321*** | 1 | ||||||||
| (7) 1인 가구 여부 | .032** | .024** | -.002 | -.054*** | .078*** | -.782*** | 1 | |||||||
| (8) 혼인 여부 | .017*** | .028** | -.031** | .125*** | .417*** | -.340*** | -.229*** | 1 | ||||||
| (9) 지역 이주 여부 | .059*** | .042*** | .016* | -.039*** | .089*** | -.443*** | .425*** | .029** | 1 | |||||
| (10) 취업 여부 | .071*** | .046*** | .015 | .049*** | .334*** | -.180 | .149*** | .060*** | .068*** | 1 | ||||
| (11) 개인 소득 | .017* | -.008 | .016* | -.016* | .137*** | -.081*** | .066*** | .027** | .052*** | .159*** | 1 | |||
| (12) 소득계층 인식 | -.139*** | -.286*** | .124*** | .018* | -.110*** | .087*** | -.067*** | -.021* | -.042*** | -.089*** | .006 | 1 | ||
| (13) 주거환경 만족도 | -.114*** | -.140*** | .081*** | .013 | -.050*** | .136*** | -.154*** | .017* | -.093*** | -.049*** | -.011 | .228*** | 1 | |
| (14) 주관적 건강 상태 | -.384*** | -.157*** | .052*** | -.116*** | -.092*** | .042*** | -.017* | -.042*** | -.024** | -.051*** | -.022** | .114*** | .151*** | 1 |
3. GLM 회귀분석 결과
수도권, 비수도권 청년 각각의 미래 실현 조건 격차가 우울에 미치는 영향에서 사회적 관계망의 조절 효과를 검증하기 위해 GLM(Generalized Linear Model) 회귀분석을 실시하였다. 그 결과 1단계에서는 수도권과 비수도권에서 미래 실현 조건 격차의 모든 세부 항목이 청년의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 2단계 검증 결과, 수도권과 비수도권 모두 사회적 관계망이 우울에 직접적으로 유의미한 영향을 미치지는 않았다. 3단계에서 미래 실현 조건 격차와 사회적 관계망 간의 상호작용항을 포함하여 분석한 결과, 수도권과 비수도권의 격차 요인에 대한 사회적 관계망의 조절효과가 다르게 검증되었다.
먼저 수도권에서는 ‘부모의 교육 수준 격차’와 사회적 관계망 간의 상호작용 효과가 유의하게 검증되었다(β = –0.005, p<.05)(표 3). 비수도권에서는 ‘부모의 경제력 격차’(β = –0.005, p<.001)와 ‘나의 교육 수준 격차’(β = –0.007, p<.001)에서 유의미한 조절효과가 확인되었다(표 4). 본문에는 조절효과가 유의미하게 검증된 독립변수(수도권: 부모의 교육 수준 격차, 비수도권: 부모의 경제력 격차 및 나의 교육 수준 격차)에 대한 분석 결과를 [그림 2]와 <표 3, 4>에 제시하였다.3)
표 3
수도권 청년 GLM 회귀분석 결과(독립변수: 부모의 교육 수준 격차)
| D1): 우울 | 수도권(N=4,938) | ||||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1단계 | 2단계 | 3단계 | |||||||||||
| β | SE | 95% CI | β | SE | 95% CI | β | SE | 95% CI | |||||
| 상수항 | 0.933*** | 0.041 | 0.852 | 1.014 | 0.879*** | 0.044 | 0.794 | 0.965 | 0.844*** | 0.047 | 0.753 | 0.936 | |
| 성별(ref. 남성) | 0.049*** | 0.009 | 0.032 | 0.067 | 0.049*** | 0.009 | 0.032 | 0.067 | 0.050*** | 0.009 | 0.032 | 0.067 | |
| 연령(ref. 19~24세) | |||||||||||||
| 25~29세 | 0.005 | 0.011 | -0.016 | 0.026 | 0.005 | 0.011 | -0.017 | 0.026 | 0.005 | 0.011 | -0.017 | 0.026 | |
| 30~34세 | 0.018 | 0.013 | -0.009 | 0.044 | 0.015 | 0.013 | 0.011 | 0.042 | 0.016 | 0.013 | -0.011 | 0.042 | |
| 부모 동거 여부 (ref. 비동거) | 0.014 | 0.026 | -0.038 | 0.065 | 0.016 | 0.026 | -0.036 | 0.068 | 0.018 | 0.026 | -0.034 | 0.070 | |
| 1인 가구 여부 (ref. 다인가구) | 0.009 | 0.026 | -0.042 | 0.061 | 0.013 | 0.026 | -0.038 | 0.064 | 0.015 | 0.026 | -0.037 | 0.066 | |
| 혼인 여부2) (ref. 미혼 등) | 0.003 | 0.028 | -0.052 | 0.059 | 0.001 | 0.028 | -0.054 | 0.057 | 0.003 | 0.028 | -0.053 | 0.058 | |
| 지역 이주 여부 (ref. 이주 안 함) | 0.039*** | 0.011 | 0.017 | 0.061 | 0.038*** | 0.011 | 0.016 | 0.059 | 0.037** | 0.011 | 0.015 | 0.059 | |
| 개인 소득 | 0.001 | 0.002 | -0.003 | 0.005 | 0.001 | 0.002 | -0.003 | 0.005 | 0.001 | 0.002 | -0.003 | 0.005 | |
| 취업 여부 (ref. 미취업) | -0.003 | 0.012 | -0.028 | 0.021 | -0.003 | 0.012 | -0.027 | 0.021 | -0.003 | 0.012 | -0.027 | 0.021 | |
| 소득계층 인식 | -0.036*** | 0.006 | -0.048 | -0.024 | -0.028*** | 0.006 | -0.041 | -0.016 | -0.028*** | 0.006 | -0.040 | -0.016 | |
| 주거환경 만족도 | -0.027*** | 0.006 | -0.039 | -0.016 | -0.026*** | 0.006 | -0.038 | -0.014 | -0.026*** | 0.006 | -0.037 | -0.014 | |
| 주관적 건강 상태 | -0.140*** | 0.006 | -0.151 | -0.129 | -0.138*** | 0.006 | -0.149 | -0.127 | -0.138*** | 0.006 | -0.149 | -0.127 | |
| I1)(2): 부모 교육 수준 격차 | 0.030*** | 0.006 | 0.019 | 0.042 | 0.063*** | 0.016 | 0.032 | 0.094 | |||||
| M1): 사회적 관계망 | -0.003 | 0.002 | -0.004 | 0.003 | 0.003 | 0.003 | -0.002 | 0.009 | |||||
| I(2) × M | -0.005* | 0.002 | -0.009 | -0.0004 | |||||||||
| Log-Likelihood | AIC | BIC | -6376.21 | 2.588 | -41518.51 | -6375.02 | 2.588 | -41503.89 | -6374.79 | 2.588 | -41495.84 | ||||||||||
표 4
비수도권 청년 GLM 회귀분석 결과(독립변수: (1) 부모의 경제력 격차, (3) 나의 교육 수준 격차)
| D: 우울 | 1단계 | 2단계 | 3단계 | ||||||||||
| β | SE | 95% CI | β | SE | 95% CI | β | SE | 95% CI | |||||
| 상수항 | 0.794*** | 0.026 | 0.744 | 0.844 | 0.747*** | 0.027 | 0.695 | 0.800 | 0.722*** | 0.028 | 0.668 | 0.777 | |
| 성별(남성) | 0.024*** | 0.005 | 0.014 | 0.035 | 0.024*** | 0.005 | 0.013 | 0.034 | 0.024*** | 0.005 | 0.013 | 0.034 | |
| 연령(19~24세) | |||||||||||||
| 25~29세 | 0.022** | 0.007 | 0.009 | 0.035 | 0.023*** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | 0.023*** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | |
| 30~34세 | 0.009 | 0.008 | -0.007 | 0.025 | 0.009 | 0.008 | -0.007 | 0.025 | 0.009 | 0.008 | -0.007 | 0.025 | |
| 부모 동거 여부 (비동거) | 0.027 | 0.017 | -0.006 | 0.060 | 0.027 | 0.017 | -0.006 | 0.060 | 0.028 | 0.017 | -0.004 | 0.061 | |
| 1인 가구 여부 (다인가구) | 0.007 | 0.017 | -0.026 | 0.040 | 0.007 | 0.017 | -0.025 | 0.040 | 0.008 | 0.017 | -0.024 | 0.041 | |
| 혼인 여부2) (미혼 등) | 0.005 | 0.018 | -0.029 | 0.040 | 0.005 | 0.017 | -0.029 | 0.039 | 0.005 | 0.017 | -0.029 | 0.040 | |
| 지역 이주 여부 (이주 안 함) | 0.023*** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | 0.023** | 0.007 | 0.010 | 0.035 | 0.023** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | |
| 개인 소득 | 0.004*** | 0.001 | 0.002 | 0.007 | 0.004*** | 0.001 | 0.002 | 0.006 | 0.004*** | 0.001 | 0.002 | 0.006 | |
| 취업 여부 (미취업) | 0.013 | 0.007 | -0.001 | 0.028 | 0.014 | 0.007 | 0.000 | 0.028 | 0.014 | 0.007 | 0.000 | 0.028 | |
| 소득계층 인식 | -0.034*** | 0.004 | -0.041 | -0.027 | -0.024*** | 0.004 | -0.032 | -0.017 | -0.024*** | 0.004 | -0.032 | -0.017 | |
| 주거환경 만족도 | -0.012** | 0.004 | -0.019 | -0.005 | -0.010** | 0.004 | -0.017 | -0.003 | -0.010** | 0.004 | -0.017 | -0.003 | |
| 주관적 건강 상태 | -0.136*** | 0.003 | -0.143 | -0.129 | -0.134*** | 0.003 | -0.141 | -0.127 | -0.133*** | 0.003 | -0.140 | -0.127 | |
| I(1): 부모의 경제력 격차 | 0.031*** | 0.004 | 0.023 | 0.038 | 0.066*** | 0.010 | 0.046 | 0.087 | |||||
| I(3): 나의 교육 수준 격차 | |||||||||||||
| M: 사회적 관계망 | -0.002 | 0.001 | -0.004 | 0.0003 | 0.001 | 0.001 | -0.001 | 0.004 | |||||
| I × M | -0.005*** | 0.001 | -0.008 | -0.002 | |||||||||
| Log-Likelihood | AIC | BIC | -12446.11 | 2.485 | -91713.39 | -12443.89 | 2.485 | -91699.41 | -12443.41 | 2.484 | -91691.15 | ||||||||||
| D: 우울 | 2단계 | 3단계 | |||||||||||
| β | SE | 95% CI | β | SE | 95% CI | ||||||||
| 상수항 | 0.747*** | 0.027 | 0.695 | 0.799 | 0.723*** | 0.027 | 0.670 | 0.776 | |||||
| 성별(남성) | 0.025*** | 0.005 | 0.015 | 0.036 | 0.025*** | 0.005 | 0.015 | 0.036 | |||||
| 연령(19~24세) | |||||||||||||
| 25~29세 | 0.023*** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | 0.023*** | 0.007 | 0.010 | 0.036 | |||||
| 30~34세 | 0.010 | 0.008 | -0.007 | 0.026 | 0.009 | 0.008 | -0.008 | 0.025 | |||||
| 부모 동거 여부 (비동거) | 0.033 | 0.017 | 0.000 | 0.066 | 0.034* | 0.017 | 0.002 | 0.067 | |||||
| 1인 가구 여부 (다인가구) | 0.012 | 0.017 | -0.021 | 0.044 | 0.013 | 0.017 | -0.020 | 0.045 | |||||
| 혼인 여부2) (미혼 등) | 0.009 | 0.017 | -0.026 | 0.043 | 0.010 | 0.017 | -0.024 | 0.044 | |||||
| 지역 이주 여부 (이주 안 함) | 0.025*** | 0.007 | 0.012 | 0.038 | 0.025*** | 0.007 | 0.012 | 0.038 | |||||
| 개인소득 | 0.004*** | 0.001 | 0.002 | 0.006 | 0.004*** | 0.001 | 0.002 | 0.007 | |||||
| 취업여부 (미취업) | 0.014 | 0.007 | 0.000 | 0.028 | 0.013 | 0.007 | -0.001 | 0.027 | |||||
| 소득계층인식 | -0.027*** | 0.004 | -0.035 | -0.020 | -0.027*** | 0.004 | -0.034 | -0.019 | |||||
| 주거환경만족도 | -0.010** | 0.004 | -0.017 | -0.003 | -0.010** | 0.004 | -0.017 | -0.003 | |||||
| 주관적건강상태 | -0.133*** | 0.003 | -0.139 | -0.126 | -0.133*** | 0.003 | -0.139 | -0.126 | |||||
| I(1): 부모의 경제력 격차 | |||||||||||||
| I(3): 나의 교육 수준 격차 | 0.040*** | 0.005 | 0.031 | 0.048 | 0.089*** | 0.012 | 0.066 | 0.112 | |||||
| M: 사회적관계망 | -0.002 | 0.001 | -0.004 | 0.000 | 0.001 | 0.001 | -0.001 | 0.004 | |||||
| I × M | -0.007*** | 0.002 | -0.010 | -0.004 | |||||||||
| Log-Likelihood | AIC | BIC | -12443.30 | 2.485 | -91700.59 | -12442.93 | 2.485 | -91692.76 | |||||||||||
[그림 3]은 조절효과가 유의미하게 나타난 세 변수에 대해 사회적 관계망 수준에 따라 독립변수와 우울 간의 관계가 어떻게 달라지는지 시각화한 것이다. 사회적 관계망의 수도권과 비수도권 모두 평균 약 7점대로 나타났으며(표 1), 이를 기준으로 0점~6점을 낮은 집단, 7점대는 중간 집단, 8~20점을 높은 집단으로 구분하였다. 수도권에서는 ‘부모의 교육 수준 격차’가 높을수록 사회적 관계망 수준이 높은 집단에서 우울이 낮아졌으나, 관계망 수준이 낮은 집단은 우울이 급격히 증가하는 경향이 나타났다. 비수도권에서는 ‘부모의 경제력 격차’와 ‘나의 교육 수준 격차’에서 유사한 양상이 나타났다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 청년의 우울에 영향을 미치는 요인으로 ‘미래 실현 조건 격차’에 주목하였다. 미래 실현 조건은 부모의 경제력과 교육 수준, 자신의 교육 수준과 노력, 정책 지원 수준으로 구성된다. 각 조건에 대해 청년이 원하는 미래 실현을 위해 얼마나 중요하다고 인식하는지와 해당 조건을 어느 정도 충족하고 있다고 평가하는지 간의 차이를 ‘미래 실현 조건 격차’로 정의하였다. 그리고 이러한 격차 인식이 청년의 우울에 미치는 영향을 분석하고, 사회적 관계망의 조절효과를 수도권과 비수도권이라는 지역 맥락에 따라 구분하여 검증하였다.
분석 결과, 수도권 청년은 비수도권 청년보다 미래 실현 조건 격차 인식과 우울 수준이 모두 높았다(표 2). 이는 수도권에 다양한 자원이 집중되어 있음에도 불구하고 치열한 경쟁과 불균형 기회 구조가 청년들에게 심리적 부담을 가중시키고 있음을 시사한다. 실제로 수도권 청년 62.3%가 “노력 대비 공정한 대가가 없다,”고 응답하였으며(김승연 외, 2021), 서울 거주 청년 3명 중 1명이 우울 의심 상태에 해당하는 것으로 나타났다. 이는 수도권 청년의 삶의 질이 비수도권 청년보다 낮게 나타난다는 기존 조사 결과 및 연구 결과들과도 맥을 같이 한다(이수비 외, 2022; 심채연, 정준호, 2024; 지은주 외, 2024).
둘째, 수도권과 비수도권을 불문하고 미래 실현 조건 격차에 대한 인식이 높을수록 청년의 우울 수준도 유의미하게 상승하는 경향이 나타났다. 이는 청년 정신건강 문제의 원인이 경제적 자립의 어려움, 교육 자원의 불균형, 정책 지원의 미비 등 구조적 요인과 밀접하게 연관되어 있음을 보여준다. 다양한 선행연구에서는 기회의 상실에 대한 인식이 우울, 불안, 무력감, 절망감 등 부정적 정서로 이어질 수 있음을 검증한 바 있으며(이수비 외, 2022; 이승진 외, 2024; Kim et al., 2016), 본 연구의 결과가 이를 뒷받침한다. 즉, 미래 실현 조건 격차는 청년의 자존감과 미래에 대한 기대 형성, 궁극적으로는 삶의 질 전반에까지 중대한 영향을 미칠 수 있음을 시사한다.
셋째, 사회적 관계망은 청년이 인식하는 미래 실현 조건 격차가 우울에 미치는 부정적 영향을 완화하는 보호 요인으로 작용하였다. 특히 이러한 조절효과는 지역별로 상이한 양상을 보였다. 수도권 청년의 경우에 ‘부모의 교육 수준 격차’가, 비수도권 청년의 경우 ‘부모의 경제력 격차’와 ‘나의 교육 수준 격차’가 우울에 영향을 미치는 과정에서 사회적 관계망이 완충하는 역할을 하는 것으로 나타났다. 이는 사회적 관계망이 지역적 맥락에 따라 다차원적으로 작동하며 상이한 보호 효과를 발휘함을 의미한다. 수도권 청년의 경우 부모의 교육 수준이 상대적으로 낮다고 인식할 때, 이는 학력 차이를 넘어 자신의 미래 가능성을 제약하는 구조적 박탈감으로 전이되기 쉽다. 수도권은 학력, 학벌 중심 사회 구조가 특히 강하게 작동하는 공간으로, 부모 세대의 교육 수준이 자녀의 사회경제적 지위로 이어지는 경향이 더욱 뚜렷하게 나타난다(최필선, 민인식, 2015). 이러한 맥락에서 부모의 교육 수준 격차에 대한 인식은 계층 재생산에 대한 불안감, 진로의 불확실성, 사회적 낙오에 대한 두려움 등 심리적 압박으로 이어질 수 있다(여유진, 2008; 이지은, 정세은, 2023). 이때 사회적 관계망은 정서적 지지를 통해 비관적 감정을 완화하고, 정보 제공 등을 통해 현실적인 대안과 전략을 탐색할 수 있게 하며, 도구적 지원을 통해 실질적 자원 활용의 기반을 제공함으로써 청년의 미래 실현 조건에 대한 부정적 인식을 재구성할 수 있도록 돕는다(김연희, 김선숙, 2008; 장진희, 2022; 유지희 외, 2024; Xiang et al., 2024).
이와 달리, 비수도권 청년의 경우에는 수도권 진입이 곧 미래 실현의 주요 경로로 인식되는 사회적 분위기 속에서(김용현, 2012; 김민석, 강민규, 2023; 노혜진 외, 2024), 부모의 경제력이나 자신의 교육 수준에 대한 격차 인식은 그러한 경로를 제한하는 요인으로 작용할 수 있다. 더불어 수도권에 비해 교육과 고용 기회, 복지 인프라가 상대적으로 부족한 지역적 환경은 청년들에게 구조적 한계를 더욱 뚜렷이 인식하게 만들며, 이는 미래에 대한 불확실성과 심리적 위축으로 이어질 수 있다. 이러한 상황에서 사회적 관계망은 비수도권 청년에게 중요한 완충 자원으로 기능할 수 있다. 지역 공동체 중심의 관계망은 가족, 이웃, 지역 친구 등과의 지속적인 정서적 교류와 상호작용을 가능하게 하며, 일상 속 안정과 지지를 제공한다(이상욱 외, 2019; 김주진, 나주몽, 2021; 김민주 외, 2023). 특히 이러한 관계망은 위기 상황에서 정서적 안정을 제공할 뿐 아니라, 실질적 자원과 정보, 현실적인 대안 탐색의 기회 등을 제공함으로써 청년이 지역 내에서 실현 가능한 목표와 경로를 재정립할 수 있도록 도울 수 있을 것이다. 실제로 O’Connor et al.(2011)은 생애 초기 형성된 신뢰 기반 관계가 성인기의 정신건강을 지속적으로 보호하는 자원으로 작용함을 밝혔다. 결과적으로 수도권과 비수도권을 막론하고 청년이 신뢰할 수 있는 사회적 관계망을 보유하고 있을 때, 각 지역 맥락에서 경험하는 미래 실현 조건 격차로 인한 좌절감과 불안을 수용하고 완화할 수 있으며, 이를 통해 우울로의 전이를 방지하거나 최소화할 수 있을 것이다. 이상의 분석 결과를 바탕으로 다음과 같은 정책적·실천적 함의를 제안한다.
첫째, 청년 정신건강 정책은 자원의 절대적 부족보다는 삶의 조건 간 불균형과 기회의 구조적 제약에 주목해야 하며, 지역적 맥락을 반영한 차별화된 접근이 필요하다. 본 연구에서는 자원이 집중된 수도권 청년들이 오히려 비수도권 청년보다 더 높은 수준의 미래 실현 조건 격차와 우울을 경험하고 있는 것으로 나타났다. 이는 청년 정신건강 문제의 본질이 자원의 양적 부족보다, 지역별 삶의 조건과 기회 구조의 불균형에 있음을 시사한다(김성아 외, 2022; Yokoyama et al., 2019; Lee & Lee, 2024). 따라서 청년 정신건강 정책은 교육, 고용, 주거, 복지, 문화자본 등 다양한 삶의 조건에서 발생하는 지역 간 불균형을 해소하는 방향으로 재구성되어야 한다. 이를 위해 각 지역의 구조적 특성과 청년층의 욕구를 면밀히 진단하고, 지역 단위의 맞춤형 자원 배분 및 청년 특화 프로그램 운영이 필요하다. 예를 들어 수도권에는 과도한 경쟁과 심리적 부담을 완화할 수 있는 심리정서 서비스와 사회적 휴식 공간 제공, 비수도권에는 지역 내 정착 기반을 강화하기 위한 지역기업 연계형 일자리 프로그램 등이 가능할 것이다.
둘째, 사회적 관계망은 미래 실현 조건 격차로 인한 정신적 부담을 완화하는 핵심 자원으로, 이를 촉진할 수 있는 개입이 필요하다. 본 연구는 사회적 관계망이 청년의 우울에 보호적 영향을 미친다는 점을 실증적으로 확인 하였다. 수도권 청년의 경우 부모의 교육 수준에서 비롯된 격차 인식이, 비수도권 청년의 경우 부모의 경제력과 본인의 교육 수준에 대한 격차 인식이 우울을 심화하는 요인으로 나타났다. 이 과정에서 사회적 관계망은 정서적 안정, 정보 제공, 실질적 자원으로의 역할로 청년이 겪는 심리적 부담을 완충하는 역할을 하였다. 이는 의미 있는 사회적 관계망이 현실의 인식을 재구성하고 긍정적인 미래 기대를 회복하는 데 중요한 토대가 될 수 있음을 시사한다. 따라서 지역적 여건과 청년층의 특성을 반영한 사회적 관계망의 형성과 확장을 위한 노력이 요구된다. 예를 들어 수도권의 경우 부모 세대의 교육 자본에 대한 상대적 박탈감과 그로 인한 심리적 부담을 완화할 수 있도록 하는 사회적 관계망 확대와 정보, 정서적 지지 연결망 형성을 위한 또래 상담 및 교육 멘토링 프로그램이 있을 수 있을 것이다. 비수도권 청년들에게는 경제적 조건과 학력 수준에 따른 불안을 완화하고 현실적 자원 접근이 가능하도록 지역 공동체 기반의 유의미한 관계망 형성 및 유지를 위한 지역 청년 커뮤니티, 로컬 네트워크 중심의 동료 멘토링, 생활권 중심 공동체 조성 등이 가능할 것이다. 지역 커뮤니티 기반의 청년 네트워크 지원, 지역사회 기관과 연계한 또래 멘토링 프로그램, 세대 간 교류 프로그램, 공감대를 중심으로 한 복합 문화공간 조성 등은 청년들의 사회적 연결성을 강화하고, 새로운 자원과 기회를 발견할 수 있는 환경을 조성하는 데 효과적인 수단이 될 수 있기 때문이다(청년재단, 2025). 박정민 외(2022)의 연구에서도 지역사회 복지관과 같은 자원을 활용한 관계망 형성이 청년의 정신건강과 자기효능감에 긍정적인 영향을 미친다는 점이 확인되었다. 이는 지역 기반의 청년 참여 생태계를 조성함으로써 지속 가능한 사회적 관계망 환경을 구축할 수 있음을 보여준다. 더 나아가 수도권과 비수도권을 연결하는 복합 커뮤니티나 온·오프라인 네트워크 플랫폼을 통해 지역 간 자원과 인적 네트워크를 연결하는 광역 차원의 사회적 관계망 형성도 함께 고려할 수 있다.
마지막으로 ‘미래 실현 조건 격차’를 청년정책의 핵심 지표로 반영할 필요성을 제안한다. 청년의 정신건강 문제는 현재의 삶 조건뿐 아니라, 바라는 미래에 도달할 수 있다는 인식, 즉 실현 가능성에 대한 주관적 평가와도 밀접하게 관련되어 있음을 확인하였다. 이에 따라 정책 설계 시 청년의 현재 상태뿐 아니라 미래 실현 가능성 평가를 반영하는 다층적인 지표 체계의 개발이 요구된다. ‘미래 실현 조건 격차’를 정기적으로 모니터링할 수 있는 지표로 설정하고, 이를 통해 다양한 정책의 효과를 장기적으로 추적하고 평가할 수 있는 관리 체계 구축을 제안한다.
본 연구는 횡단조사 데이터를 활용하여 청년이 인식하는 미래 실현 조건 격차가 과거부터 지속되어 온 심리 상태인지, 일시적 감정 반응인지 명확히 구분하기 어려운 한계가 있다. 향후 연구에서는 상대적 박탈감과 기회 불균형 등과 같은 변수들을 포함한 패널 데이터를 활용하여, 이들이 정신건강에 미치는 장기적인 영향을 분석하는 노력이 필요하다. 또한 본 연구는 사회적 관계망의 양적 규모를 다룸으로써 관계의 질, 유형, 상호작용의 빈도와 밀도 등 다양한 속성을 지닌 다차원적 개념을 충분히 반영하지 못한 한계가 있다. 향후 연구에서는 이러한 질적 특성과 관계 유형별 효과를 정교하게 분석할 필요가 있다. 그럼에도 본 연구는 두 가지 측면에서 의미 있는 시사점을 제공한다. 첫째, 청년 정신건강을 개인의 문제보다 사회구조적 요인과 연결된 본질적 문제로 접근하였고, 사회적 관계망의 완충 효과를 실증적으로 확인하였다. 둘째, 수도권과 비수도권 청년의 미래 실현 조건 격차와 사회적 관계망의 역할을 비교함으로써, 지역 맥락을 고려한 차별화된 접근 필요성을 강조하였다. 이러한 결과는 청년이 사회적 관계망을 활용하여 환경적 제약을 극복하고, 심리적 안정성을 기반으로 건강한 일상을 영위할 수 있도록 지원하는 데에 밑거름이 될 것으로 기대한다.
Notes
원자료 기준 소득 변수는 왜도(15.20)와 첨도(254.77)가 매우 높은 비정규분포 양상을 보였다. 이에 분석에서의 해석 왜곡과 잔차의 비정규성을 완화하기 위해(West, 2022) 연소득에 자연로그값을 적용하였다. 로그 변환 후 소득 변수는 왜도 –1, 첨도 2.43으로 정규분포에 가까워졌다.
References
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