1인가구 청년의 주거환경 및 식품미보장이 외로움에 미치는 영향: 주관적 소득수준의 조절된 매개효과를 중심으로
The Effect of Housing Environment and Food Insecurity on Loneliness among Young Adult Living Alone: Focusing on the Moderated Mediation Effect of Subjective Income Level
Lee, Ga Hyun1; Han, Chang-Keun1*
보건사회연구, Vol.45, No.4, pp.533-557, December 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.4.533
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 주거환경은 인간의 기본적인 삶을 영위할 수 있는 공간으로 자기에 대한 해석은 물론 사회를 이해하는 하나의 틀로 작용한다. 하지만 1인가구 청년들은 기본적인 생활을 영위할 수 없을 정도로의 열악한 공간 속에서 자신의 삶을 재해석하며 살아간다. 본 연구는 현재의 1인가구 청년들이 경험하는 일상적 어려움은 어디일까?라는 문제의식을 가지고 시작되었다. 따라서 열악한 주거환경과 그리고 식생활에 집중했으며, 이로 인해 나타나는 정서적 어려움과의 관계를 연구하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 본 연구는 1인가구 청년을 대상으로 주거환경에 대한 인식, 외로움, 그리고 식품미충족과의 관계를 살펴보았다. 주거환경이 열악할수록 청년의 고립감, 외로움, 사회와의 단절 등을 느끼는 것을 확인할 수 있었다. 또한 식품미충족은 주거환경과 외로움 사이의 관계를 의미있게 연결하는 것으로 나타났는데, 특히 저소득층에서 이러한 관계가 더 강하게 나타남을 확인할 수 있었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 주거환경은 생활의 불편함을 넘어 식생활의 어려움과 관련되며 이는 궁극적으로 청년의 외로움을 초래한다. 따라서 안정적이고 쾌적한 주거정책의 필요성과 함께 1인가구가 경험하는 식품미충족에 대한 접근이 필요하다. 이는 사회 전체 건강에 직결되는 문제로 주거, 영양학적 접근과 함께 사회보장적 시각에서의 지원이 필요하다.
Abstract
Despite the implementation of various youth policies addressing housing, poverty, and employment, economic hardship and loneliness among young adults continue to worsen. Therefore, this study focuses on housing- and food-related difficulties among young adults. Housing functions as a framework through which individuals understand their lives and society, while dietary practices within residential spaces are closely related not only to the housing environment but also to economic background, influencing young adults’ emotional well-being. Accordingly, this study aims to examine whether the relationship between residential environment and loneliness is mediated by food security and the relationship is moderated by subjective income level. This study found that the mediational effect of food security is supported and the moderation effect of subjective income level is significant.
초록
청년정책을 통해 주거문제, 빈곤, 고용과 같은 정책들이 시행되고 있음에도 불구하고 여전히 청년의 경제적 어려움과 외로움은 심화되고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 청년들이 경험하는 생활상의 어려움 중 주거와 식사에 초점을 맞춰 연구를 진행하였다. 주거는 개인이 자신의 삶과 사회를 이해하는 하나의 틀로 작용하며, 주거 공간에서 이루어지는 식생활은 주거환경뿐만 아니라 경제적 배경과 밀접하게 연관되어 개인의 정서에 영향을 미친다. 본 연구는 1인가구 청년이 인식하는 주거환경이 식품미보장을 매개로 외로움에 미치는 영향을 실증적으로 분석하였다. 주거환경, 외로움, 식품미보장 사이의 직·간접 관계를 분석하기 위하여 구조방정식의 부트스트래핑 방법이 활용되었다. 더불어 이에 대한 주관적 소득수준에 따른 차이를 보기 위해 조절된 매개효과를 활용하였다. 분석 결과 식품미보장은 주거와 외로움과의 관계에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 자신의 소득수준을 낮게 인식할수록 주거환경, 식품미충족, 외로움과의 관계는 더 크게 나타나는 것으로 확인되었다.
Ⅰ. 서론
1인가구 청년은 사회구조적 배경으로 인해 새롭게 생겨난 가구형태로 인구감소, 실업과 같은 사회문제를 경험하는 대상이기도 하지만 문제를 해결할 수 있는 사회의 핵심 계층이기도 하다. 하지만 종종 사회 속에서 그려지는 청년은 성인기로서 이행해야 할 과업들을 이행하지 못한 채 남아있는 연령층으로 묘사됨에 따라 청년과 관련된 연구는 실업, 빈곤, 주거문제와 같은 키워드에 대해 다뤄져 왔다(김태완, 최준영, 2017; 신수정, 2024; 정윤진, 오민지, 2022; 김민정, 2023). 그 중 주거문제는 청년이 부모로부터의 독립과 함께 필수적으로 경험해야 하는 문제로 주거비부담(임해린 외, 2022), 주거불안(이은정 외, 2024; 김지영, 정문기, 2025), 주거환경(이연숙 외 2015)에 대한 연구와 함께 정신적 어려움(김영주, 곽인경, 2020; 김윤민, 2024; 이태형, 윤성원, 2023, 이연숙 외, 2015)에 대한 연구가 진행되었다. 연구결과, 1인가구가 갖는 고립의 위험성, 공동체 연결의 부족함과 같은 특징은 1인가구가 거주하는 주거환경이 열악할 때 정서적 어려움 등을 증가시키는 것으로 확인되었다.
하지만 주거의 열악함으로 그려지는 주거면적이나 유형이 단정적으로 청년의 삶에 질에 부정적 영향을 미친다고만은 할 수 없다(이태형, 윤성원, 2023; 김윤민, 2024). 주거비에 대한 주관적 부담수준(이태형, 윤성원, 2023), 비용 마련에 따른 스트레스 수준(이연숙 외, 2015)과 연구들은 개인의 심리상태가 주거환경 인식에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 사회불안, 불평등을 경험할 때 주거환경은 공간적 범위를 넘어 자신의 계층을 대표하는 이미지로 인식된다는 연구결과를 확인할 수 있었다(김윤민, 2024; 이연숙 외, 2015). 이러한 논의를 통해 확인된 1인가구 청년의 주거문제는 개인의 경제적 어려움으로 인한 문제 외에, 사회구조적 문제로 인해 발생하는 정서적 어려움에 대한 논의가 필요하다는 점이 확인되었다(이은정 외, 2024).
본 연구는 정서적 어려움 중 기존에 논의되지 않았던 외로움에 집중하였다. 이는 청년이 경험하는 주거환경과 식품미보장 같은 생활에서의 어려움이 개인적 요인보다는, 부모의 사회적 경제적 지위에 의해 경험되었다고 보고 있기 때문이다. 사회경제적 사건들과 청년의 불안에 대한 관계성을 파악한 연구(우아영, 윤연숙, 2020)를 통해 확인된 청년의 불안은 부모의 사회경제적 지위의 차이에서 경험되는 정서적 어려움으로 나타났다(변금선, 이혜림, 2023). 사회문제로 표현되는 청년의 외로움에 대한 고찰은 이러한 배경의 이해에서부터 시작해야 할 것이다.
청년은 성인이 된 이후에도 생활비, 주택마련 비용에 대해 부모의존도가 높은 대상이라는 점에서 주거환경에서 오는 격차는 클 것으로 예상된다. 청년의 사회적 불안 격차가 부모의 지위에 기인하게 되는 이유는 1인가구 청년은 학업 및 구직기간 연장 등으로 인해 홀로 생계를 꾸리고 노동 불안정성을 경험하기 때문이다(김태완, 최준영, 2017; 변금선, 이혜림, 2023). 청년의 사회적 불안에 대해 연구한 변금선, 이혜림(2023)의 연구에서는 이러한 격차는 불안이라는 감정과 연관되어 있으며 부모의 사회·경제적 지위는 정서적 차이까지 이어진다고 보고하고 있다.
경제위기로 인한 실업, 비정규직의 증가로 인한 소득 부족, 주택가격 상승과 같은 사회구조적 어려움은 청년의 안전을 위협하는 요소로 고려된다(황보람, 2024). 청년의 주거에 대한 어려움은 공간의 열악함과 건강과의 연구가 진행되었으며(이태형, 윤성원, 2023; 김윤민, 2024), 정신적 어려움에 대한 연구는 스트레스(이연숙 외, 2015)와 삶의 질(이태형, 윤성원, 2023), 우울(김영주, 곽인경, 2020; 한정은, 한창근, 2025)에서 연구되었다. 하지만 선행연구에서 확인된 것과 같이 사회구조적 시각에서 청년의 주거를 고찰한 연구는 미흡한 실정이다. 청년이 경험하는 주거문제는 사회격차와 불안, 불평등과 같은 개념을 내포하고 있음에 따라 주거환경을 통해 달라지는 청년의 생활에 따른 정서적 어려움에 대한 탐구 역시 필요하다고 판단된다.
1인가구 청년의 경제적 배경에서 주거환경과 관련되어 변화하는 생활 영역은 식생활 부문이다. 1인가구 청년은 주거비 부담 정도에 따라 생활비에서 소비되는 품목이나 비용을 축소하게 되는데(이현정, 김모윤, 2019), 이는 객관적 소득수준보다는 주관적 소득수준에 따른 요인에 기인한 것으로 해석된다. 청년에게 실제 소득수준도 중요하지만 주관적 소득수준은 개인이 느끼는 사회경제적 안정감과 직결된다는 점에서 중요성을 가진다(박동진, 이지연, 2025). 건강의 사회적 결정요인을 다루는 연구는 소득분위 같은 객관적 지표를 이용한 연구가 대부분으로 (Cowell, 2011; 한국건강형평성학회, 2007), 이는 사회 양극화에서 경험되는 문제들을 해석하는 데 한계를 지닌다. 이에 비해 주관적 소득이나 주관적 계층에 대한 인식은 자신을 타인과 어떻게 구분하고 있는지에 대한 정보를 포함한 개념으로 현재 청년세대가 가지고 있는 불공정, 불평등으로 인한 정서적 어려움 등을 풀어낼 수 있는 변수로 생각된다. 이러한 관점에서 청년의 문제를 바라봤을 때, 기존까지 다뤄졌던 청년에 대한 이슈에 대해 심리적 요인으로 인한 영향은 없는지 논의가 필요하다고 생각한다.
식품미충족은 건강수준에 영향을 미치는 주요 요인으로, 인구집단의 사회경제적 불평등을 반영하고 심리적 건강수준을 예측하는 지표로 사용된다(남춘호, 2010; 김유진 외, 2022; 이현민, 김욱진, 2015; 김기랑 외, 2009). 이에 따라 경제적 접근성만을 기준으로 식품미충족을 해석하기보다는 사회구조적 관점에서의 식품미풍족 경험을 해석해야 함이 옳다고 할 수 있다. 사회·경제적 어려움으로 인하여 경험하게 되는 식품부족, 결식, 올바르지 않은 식사습관과 같은 식품미보장 경험은 건강불평등에 매개한다는 연구결과가 보고되었다(James et al., 1997, Trichopoulou et al., 2002). 이러한 논의로 볼 때, 1인가구 청년의 식품미충족은 개인의 소득수준에 따른 경험 외에 상품구입을 줄일 수 밖에 없는 정서적 어려움, 사회환경과 같은 요인으로 해석해 볼 수 있을 것이다. 하지만 현재의 식품지원정책이나 정서적 건강에 대응하는 정책은 경제적 소득수준만을 기준으로 지원하고 있으며, 이에 대해 사회구조적 관점에서의 접근이 필요하다고 보고된다(김기랑 외, 2009).
이상의 선행연구 등을 검토했을 때, 1인가구 청년이 경험하는 주거의 어려움은 사회불안과 같은 현상을 내포하고 있으며, 이에 대한 개인의 행동은 식품미충족을 통해 외로움이라는 정서적 어려움으로 나타날 수 있다는 점이 예상된다. 특히 식품미충족은 단순히 경제적 어려움으로 발생하는 것이 아닌, 개인의 심리적 요인에 따른 결과라는 점에서 청년이 인식하는 주관적 소득인식 수준에 따른 식품미충족과 외로움과의 관계를 파악하고자 한다. 구체적으로, 1인가구 청년의 외로움에 주거환경과 식품미보장의 매개 관계를 검증하고 주관적 소득수준에 따른 조절효과를 실증적으로 확인하고자 한다. 주거환경과 식품미보장, 외로움 관계에서의 주관적 소득수준의 조절매개효과를 본다면 주거환경에서 오는 열악함과 주관적 계층 인식을 통해 나타나는 식품미충족과 외로움과의 관계성을 고찰할 수 있을 것이다. 이를 통해 1인가구 청년의 주거 및 생활적 측면에서 어려움을 완화할 수 있는 정책마련의 기초자료가 되기를 기대한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 1인가구 청년의 외로움
가. 1인가구 청년의 개념
1인가구 청년에 대한 제도지원 필요성에 따라 법률과 조례에서 1인가구 청년의 연령과 가구단위를 명시하고 있다. 청년기본법은 청년의 권리 및 책임과 국가와 지방자치단체의 청년에 대한 책무를 정하고 청년정책의 수립·조정 및 청년지원 등에 관한 기본사항을 규정하고 있으며, 청년의 연령은 19세 이상 34세 이하인 사람으로 정의된다(청년기본법, 2023). 1인가구의 정의는 건강가정기본법 제3조 2호에 나와 있는데, 1인가구는 1명이 단독으로 생계를 유지하고 있는 생활단위를 말한다(건강가정기본법, 2024). 전세계적으로 1인가구 비율이 증가하고 있으며 한국 사회 역시 1인가구 비율이 증가하고 있다. 2023년 기준 1인가구는 전체 가구의 35.5%인 782만 9천가구이며 1인가구 중 39세 이하의 경우 전체의 36.5%인 것으로 1인가구 중 청년의 비중이 점차 증가하는 것으로 나타났다(통계청, 2024).
본 연구에서 ‘1인가구’ 는 건강가정기본법에서의 1인가구 정의를 따른다. 청년에 대해서는 청년기본법에 명시된 청년 연령인 19세 이상 ~ 34세 이하의 연령 기준을 따른다.
나. 1인가구 청년의 외로움
외로움은 한 개인이 맺기를 원하는 대인관계와 실제로 개인이 맺고 있는 대인관계의 사이에 불일치가 존재할 때 경험하는 상태로(Peplau & Perlman, 1982), 개인이 맺고 있는 사회적 관계가 기대에 부응하지 못한다는 인식에서 오는 감정이다. 이는 크게 사회적 외로움, 정서적 외로움, 실존적 외로움으로 구분된다(변금선, 김정숙, 2024; Mansfied et al., 2021). 청년은 사회적으로 기대하는 발달과업의 달성에 대해 압박을 느끼고 있으며 사회활동 속에서 지속적인 평가와 비교 등을 경험하며 사회관계에서 오는 축소와 단절을 경험한다고 보고된다(류주연 외, 2023). 본 연구에서는 이러한 1인가구 청년의 특성에서 나타나는 사회적, 정서적 어려움 위주로 개념과 선행연구를 살펴보고자 한다.
사회적 외로움은 사회적 관계망의 수와 같은 객관적 조건에 의해 개념화되는 감정이다. 주로 만족스러운 사회적 네트워크에 대한 접근 기회 제한, 소속감 부족, 단절된 느낌을 통해 설명되며 물리적 연결망의 부족이나 부재 등을 통해 경험된 감정으로 정의할 수 있다. 사회적 외로움은 연결망 등 소속의 부재와 더욱 밀접한 관련성을 갖는 것으로 보고되는데, 이는 정서적 외로움과 구분되는 점이다(김혜인, 박은아, 2025). 또한 사회적 관계망이라는 양적 수준에 영향을 받기도 하지만 관계에 대한 만족, 인정 또는 수용과 같은 관계에 대한 질적인 부분, 자신의 주관적 평가에 영향을 받기도 한다(Peplau & Perlman, 1982; 변금선, 김정숙, 2024).
정서적 외로움은 관계를 맺고 소속되어 있지만 개인이 기대하는 질적 기준에 부합하지 않을 때 느끼는 감정이다. 사회적 외로움과 달리 정서적 외로움은 소속감이나 타인의 인정 부분에서 비롯되는 경우가 많다.
실제로 1인가구는 신체적, 정신적으로 위급한 상황일 때 도움을 받을 수 있는 사람이 가까운 곳에 없는 경우가 대부분인 것으로 나타났다(노혜진, 2018). 특히 1인가구 청년은 다인가구에 비해 혼자 있는 시간이 많고 자발적 노력 없이는 인간관계에 대한 욕구가 해소되지 못하기 때문에 외로움에 노출되기 쉽다. 다인가구에 비해 의지할 대상이 없다고 느끼는 비율이 높지만(양준영, 2022), 타인과의 교류나 소통 역시 스스로 해결해야 하는 모순적인 환경에 처해있다(최진환, 박정윤, 2024). 본 연구의 대상과 같이 서울지역 청년을 대상으로 연구한 변금선, 김정숙(2024)의 연구에 따르면 1인가구 청년은 외로움과 사회적 고립이 모두 높은 유형에 해당되어 정신건강에 취약성이 두드러지는 것으로 보고된다.
1인가구 청년이 경험하는 외로움은 관계의 축소와 단절이 가장 대표적인 것이지만 다른 측면으로는 사회적 관계의 양적, 질적 수준에서 느끼는 미충족으로 인한 외로움을 경험하기도 한다. 이는 사회관계 안에서 느껴지는 외로움으로 개인이 맺고 있는 사회적 관계가 기대에 부응하지 못했다고 인식할 때 느끼는 불쾌한 감정이다(변금선, 김정숙, 2024). 즉, 사회 내에서 수용되거나 인정받지 못할 때 청년들은 관계를 맺고 있음에도 불구하고 외로움을 느끼게 된다.
사회에서 기대되는 청년기의 모습은 부모의 의존에서 벗어나 그가 속한 사회 기준에 따라 사회적, 경제적, 심리적 독립을 통해 성인의 역할을 수행하는 시기이다(김혜인, 박은아, 2025). 이에 따라 청년들은 취업, 주거독립, 부모로부터의 경제적 독립, 결혼 및 양육 등 사회적 과업을 수행하도록 기대되지만, 청년을 표현하는 담론들을 통해 본 청년의 삶은 그렇지 못한 것으로 확인된다. 88만원세대, N포세대 등 자신의 삶에서 역할을 포기하는 듯한 단어 위주로 형성되고 있음에 따라(변금선, 이혜림, 2023), 청년의 외로움에는 취업실패, 노동시장에서의 부적응 및 장기실업과 경제적 요인이 작용하고 있음을 고려해볼 수 있다(변금선, 김정숙, 2024). 따라서 청년들의 정서적 어려움을 이해하기 위해서는 경제적 배경과 함께 추가적으로 이러한 어려움에서 느껴지는 청년의 불평등과 불안 등에 대한 탐색이 이루어져야 한다.
2. 건강의 사회적 결정요인
건강결정요인에 대한 모델이 제시하고 있는 외적요인 중 사회경제적 조건에 대한 논의가 활발히 진행되고 있다(이진희, 2016). 세계보건기구(WHO)의 사회적 결정요인에 관한 위원회는 자본과 재화 및 서비스(교육, 주거, 환경 등)의 차이가 개인 건강의 차이를 유발하며, 이는 궁극적으로 건강 불평등을 일으킨다고 보고 있다(Marmot, 2005; World Health Organization, 2010). 건강의 사회결정 요인은 건강 불평등을 발생시키는 경로와 기제를 설명하고 이에 대한 개입 지점을 모색하는데 유용한 틀로 활용된다(이경희, 정연, 2025). 다수의 연구에서 건강불평등은 단순 경제적 차이로 설명되기도 하지만 사회경제적 요인인 식생활과 같은 중재요인들의 차이로도 설명된다(James et al.,1997; 김유미, 김명희, 2007).
본 연구에서는 이러한 건강의 사회적 결정요인에 대해 1인가구 청년의 외로움이라는 정신적 건강 문제를 구조적으로 해석할 수 있는 이론적 배경으로 활용하고자 한다. 사회적 결정요인은 사회적 경사(Social Gradient)라는 개념을 통해 설명되는데, 교육, 주거환경, 소득과 같은 주요 사회적 요인이 개인의 건강상태에 반복적으로 영향을 미침에 따라 건강상 어려움을 겪게 된다는 개념이다(Marmot & Bell, 2016). 대표적으로 주거환경, 주거비 감당에 따른 스트레스, 주거불안정과 같은 환경, 불규칙한 식사로 인한 영양불균형이 건강에 부정적 영향을 미친다고 보고 있다. 개인의 경제적 요인에 나타나는 생활양식인 주거, 식습관과 같은 요소들이 정신 건강과 직접적으로 연관되며(Davison et al, 2017), 이는 단순 극빈층에 적용되는 개념이 아닌 모든 사회계층에서의 건강 불평등을 줄이는 보편적 정책의 중요 개념으로 활용된다. 사회결정요인에 대한 개념을 통해 이러한 현상을 바라봤을 때, 주거환경에 대한 인식이 식생활을 매개하여 외로움에 미치는 영향에 대한 논의를 이끌어낼 수 있을 것으로 생각한다.
3. 주거환경과 외로움
주거는 사람이 생활을 영위하는 장소뿐만 아니라 생활자체를 포함하는 의미로(홍희숙 외, 2022), 주거환경은 인간을 위한 삶의 장소로서 물리적, 환경적 속성뿐만 아니라 거주자의 사회, 심리적 속성도 내포하고 있다(김영주, 곽인경, 2020). 주거환경의 만족도는 주거의 크기, 자가유무에서 오는 개인의 감정을 나타내는 것 외에 개인이 경험하는 사회적 측면들을 평가하는 중요한 기준이 된다. 최열 외(2014)의 연구에 따르면 자신이 생각하는 주거비 부담 능력에 따라 만족도가 달라지는 경험을 하며, 대학생을 대상으로 한 이연숙 외(2015)의 연구에서는 개인의 스트레스나 인지에 따라 만족도가 달라지게 된다는 점이 보고된다.
주거환경은 개인의 우울에 영향을 미치는 요인으로 연구되면서(한정은, 한창근, 2025; 우미정, 최미숙, 2025; 김택수, 2024; 노승현, 2024; 우미정 외, 2022; 김영주, 곽인경, 2020), 물리적 환경에서의 열악함과 함께 주거비 부담, 잦은 이사로 인한 거주 불안정, 열악한 주거환경과 같은 요인들이 건강상에 주요 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 거주공간이라는 점에서 장기간 노출시 외로움, 우울과 같은 정신건강에 부정적 영향을 미치는 것으로 보고되었다(강유진, 2019; 김영주, 곽인경, 2020; 김정은, 2019; 이태형, 윤성원, 2023). 1인가구 청년이 경험하는 주거환경의 열악함은 단순히 공간에서만 끝나는 어려움이 아닌 생활에서 오는 불편함과 일상의 스트레스에 꾸준히 영향을 주며 건강에 부정적 영향을 미치게 된다(박동진, 이지연, 2025; 김영주, 곽인경, 2020). 또한 1인가구 청년은 다인가구와 비교했을 때, 공동체와의 연결이 약하며 사회적 관계 속에서의 어려움 등을 경험한다. 문제가 생기더라도 스스로 해결해야만 하는 정신적 스트레스를 지속적으로 받음에 따라 외로움을 경험하는 것으로 확인된다(김영주, 곽인경, 2020).
주거환경의 열악함에서 오는 청년들의 삶을 탐색한 김윤민(2024)의 연구나, 청년 1인 가구의 외로움을 미치는 변인에 관한 연구(최진환, 박정윤, 2024), 대학생의 주거환경 만족도에 영향을 미치는 요인을 연구한 이연숙 외 (2015)의 연구 결과에 따르면 청년들은 어떤 주거환경에서 거주하는지에 따라 사회를 읽는 시각의 변화, 자신의 처지에 대한 인식의 변화 등이 나타나는 점을 확인할 수 있다. 특히 김윤민(2024)의 연구에서는 청년들의 주거공간의 협소함 등으로 인해 자신의 식생활 습관이 무너지며 사회와의 격리, 관계의 단절과 같은 감정을 갖는 것을 확인할 수 있다. 반대로 같은 공간이라도 자신의 미래에 대한 긍정적 인식, 변화에 대한 기대감 등이 동반될 때 주거환경에 대한 만족도가 높으며 긍정적 행동으로 이어지는 것을 확인하였다. 이상의 청년의 주거환경에 대한 선행연구를 고찰했을 때 주거환경 그 자체로서의 오는 어려움도 분명히 있지만, 그 열악함이 다른 부정적 결과로 이어지지 않도록 하는 부분이 존재함을 확인하였다.
4. 식품미보장과 외로움
식품보장(Food Security)은 사람들이 건강하고 풍성한 삶을 사는데 필요조건 중 하나이며, 1996년 UN 세계식품정상회담(UN World Food Summit)에서 모든 사람이 누려야 하는 권리로 인정되었다(Tarasuk, 2001; Coleman-Jensen et al., 2013). 유엔식량농업기구는 건강한 삶을 영위하기 위해 식품에 대한 필요량과 선호도를 충족시킬 수 있고, 영양가 있고 안전하며 충분한 식품에 물리적, 사회·경제적 접근이 가능한 상태를 식품보장(food security)으로 정의하고, 반대로 이러한 접근이 제한된 상태를 식품미보장(food insecurity)이라고 보고 있다(Food and Agriculture Organization of the United Nations, 2001).
식품을 구매하고 섭취하는 것은 인간의 가장 기본적인 욕구임에 따라 미국, 캐나다, 호주 등 에서는 식품섭취에 대해 사회적 책임의 영역으로 고려하고 있으며(이현민, 김욱진, 2015), 저소득국가뿐만 아니라 고소득국가에서도 공중보건 문제로 중요하게 다루고 있다. 과거 경제적 어려움 등으로 인해 빈곤을 경험한 대상에게서만 식품미총족이 경험된다는 논의와 다르게 경제 활성화가 이뤄짐에도 불구하고 식품미충족이 만연한 것으로 보고됨에 따라(Te mple, 2008; 김기랑 외, 2009), 빈곤지표가 초래한 물리적 박탈만을 식품미보장이라는 개념으로 설명할 수 있는지에 대한 의문이 제기되었다. 이에 식품미보장에 대한 지표개발과 개념에 대한 연구가 이루어졌으며, 식품미보장은 단순히 충분한 양의 식품을 섭취하지 못하는 정도로의 개념에서 나아가 삶의 질, 생활에서 오는 안녕감 등을 측정할 수 있는 개념으로 사용되었다(Bhattacharya et al., 2004). 식품미충족은 행동 측면에서 자신의 건강을 위한 행동을 급격히 줄이는 행동으로(김유진 외, 2022), 식품미보장 상태가 지속될 경우 영양섭취 불균형에 따른 신체적 건강 외에 자살 생각, 사회관계 축소, 심리적 위축 등 정서상의 어려움을 경험함에 따라 정서적 어려움이 심화되는 것으로 보고된다(Oh et al, 2022; 하지경, 이성림, 2017; 김유진 외, 2022). 식품미보장 상태와 사회적 고립, 외로움과의 관계를 살펴본 연구 결과 식품미보장을 경험한 성인은 그렇지 않은 성인보다 외로움을 경험할 가능성이 더 높은 것으로 나타났다(Meza et al., 2019; Park & Berkowitz, 2024).
특히 불평등이 심화된 사회에서 식품미보장 경험은 인구집단의 사회경제적 불평등이 반영된 개념이라는 점에서 인구, 사회적 격차를 뜻하는 지표로 여겨졌고(김유진 외, 2022; Bocquier et al., 2015), 개인의 육체적, 사회적, 정신적 안녕이라는 개념을 포함하며 건강불평등에 영향을 미치는 예측변수로 고려되었다(Campbell, 1991; 김기랑 외, 2009; 김유진 외, 2022). 빈곤선 이상의 상대적 고소득 가구에서도 식품미충족 경험이 확인되면서 개인을 둘러싼 사회적 요인에 따른 결과라는 점이 강조되었다(남춘호, 2010). 선행연구에 따르면 식품미보장은 단순히 소득수준에서 차이가 나는 것이 아닌 농촌과 도시, 생애주기, 가구특성(김기랑 외, 2009)과 같은 사회구조적 요인이 식품미보장 경험에 영향을 미친다는 점이 확인되었다. 남춘호(2010)의 식품미보장 결정요인에 대한 연구에 따르면 영양소가 결핍된 식단을 선택하는 것은 소득수준만이 아닌 자신의 판단이 개입된 결과로, 반대로 열악한 환경의 부모도 자녀들을 위해 건강한 식품선택을 하는 사례를 발견할 수 있음이 보고된다. 지출 품목, 품목에 따른 부담정도, 사회서비스 접근정도, 가구 구성원 등이 식품미충족에 영향을 미치며 이는 정신적 어려움에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
이러한 논의를 통해 살펴본 1인가구 청년의 식품미충족과 외로움에 접근하는 것은 개인의 식단을 개선하는 것을 넘어, 외로움과 같은 정신건강 문제를 완화하고 건강불평등을 해소하는데 중요한 방향성을 제시한다는 점에서 의의가 있다(Andermann, 2016).
5. 주관적 소득수준
주관적 소득수준은 자신의 소득을 사회구성원에서 비교를 통해 인지되는 주관적 계층, 주관적 평가로 자신이 어떠한 계급 또는 계층에 속한다고 느끼는 귀속의식이다(Centers, 1949, Vanneman, 1980). 한 개인이 사회 속에서 느껴지는 권력, 지위, 문화적 요인에 의해 만들어진 사회적 박탈감이라는 개념을 포함한다(박지은, 권순만, 2015). 한국 사회에서는 소득 하향 불일치 현상이나, 자신의 소득을 낮게 평가하는 현상을 이해하는데 중요 개념으로 활용된다. 즉, 개인들이 자신을 타인과 어떻게 구분하는가에 대한 정보를 담고 있음에 따라 사회 변화에 따라 개인이 느끼는 계층인식이 어떻게 바뀌는가에 대한 논의로 확장될 수 있다.
주관적 소득수준이 나타내는 자신의 계층인식은 심리적·정신적 건강과 밀접한 관계가 있으며 객관적 소득수준과 반드시 일치하지 않음이 보고되었다(박지은, 권순만, 2015). 객관적 소득수준이 높더라도, 사회에서 경험하는 불공정과 불공평에서 느껴지는 박탈감 등은 자신의 주관적 계층을 낮게 평가하게 되는 원인이 된다(Wilkinson & Pickett, 2019). 현대사회는 객관적 소득수준이 낮음에 따라 생겨나는 어려움에 대해 지원하고 있지만, 이러한 접근법은 점차 소득격차가 심해지는 사회에서 개인이 경험하는 불공정, 불공평에 대한 사회적 논의를 포함하는 데 한계점으로 작용한다(박지은, 권순만, 2015). 즉, 사회적 차별과 불평등이 자신의 주관적 계층 인식을 낮추는 주요 요인이 된다는 점에서 주관적 소득수준은 청년이 경험하는 사회적 격차에 따른 어려움을 내포하고 있는 개념으로 볼 수 있다.
6. 주관적 소득수준이 주거환경과 식품미보장, 그리고 외로움에 미치는 영향
대부분의 사람들은 빈곤이 비좁은 주거환경, 질 낮은 음식과 같이 열악한 환경에 노출되면서 사람들에게 영향을 미칠 것이라고 예상하지만, 빈곤은 사람과의 관계에서 측정되는 상대적 개념이다(Wilkinson & Pickett, 2019). 본 연구에서 주거환경 인식과 식품미충족에 대한 주관적 소득수준의 조절효과를 통해 외로움에 미치는 영향을 파악하고자 하는 이유도 이와 같다. 이론적 배경에서 논의한 바와 같이 식품미충족은 객관적 소득수준에 따라 나타나는 결과보다는 대상이 가진 사회·취약성으로 인해 경험되는 어려움으로(김기랑 외, 2009), 주관적 계층 인식에 따른 결과가 예상되는 지점이다. 주거환경과 식품미충족에서 주관적 소득수준에 따른 효과성 검증은 1인가구 청년의 사회·경제적 취약성이 드러난 지점으로 볼 수 있다.
주거와 식품 두 가지의 어려움은 청년들이 경험하는 생활적 측면에서 연속적으로 지출되는 비용문제의 교차점에 있으며, 사회적 불안정성에 따라 그 부담이 달라지게 된다. 그렇다면 청년의 월 소득이 과연 의미있는가 의문을 제기할 수 있다. 주거와 식자재를 모두 부담해야 하는 1인가구 청년들에게 주거와 식품은 모두 상품성 재화로 비용문제가 중첩되는 영역이지만 같은 소득이더라도 부모의 지원, 사회서비스 등을 통해 지출부담을 줄이는 대상자는 자신의 소득 가운데 생활 영역에서 지출되는 부분이 낮음에 따라 객관적 소득은 큰 의미가 없을 것으로 예상된다(Piketty & Sandel, 2025). 더욱이, 1인가구 청년은 당장의 소득이 있더라도 고용불안정, 전세자금, 보증금과 같은 비용 마련으로 인해 생활비 지출이 자유롭지 못하다.
이러한 주거비부담은 주거환경에 대한 부정적 인식으로 이어지며 궁극적으로는 외로움을 경험하게 됨을 예상할 수 있다. 주거환경에서 파생되는 어려움 중 식품미충족을 통해 외로움과의 매개효과를 검증한다면, 주거환경으로 인한 어려움이 정서적 어려움으로 이어지는데 완충효과를 기대할 수 있을 것이다.
또한 앞서 논의했던 것처럼 식품미보장이 단순히 경제적 접근성에 대한 어려움만을 내포하는 개념이 아닌 삶의 질과 관련된 개념이라는 점에서(김기랑 외, 2009) 청년 자신의 주관적 소득에 따른 조절효과에 대한 논의가 이루어질 것으로 예상된다. 특히 같은 주거환경이더라도 그곳에서 인식되는 주관적 감정 역시 상이하다는 점에서 청년의 주관적 소득수준에 따른 차이는 주거환경이 식품미충족을 매개하여 외로움에 미치는 영향에서 어떤 차이가 생겨나는지에 대해 논의할 수 있을 것이다.
주관적 소득수준과 건강은 밀접하게 연관된 변수로(Ostrove et al., 2000; 박지은, 권순만, 2015), 객관적 소득수준과 관계없이 자신의 소득수준을 높이 인식할수록 건강증진 행위를 하게 된다. 따라서 청년의 주관적 소득수준에 대한 접근은 청년이 경험하는 열악한 환경 속에서 사회적으로 개선할 수 있는 부분으로 생각된다. 하지만 주거환경 및 식품미보장이 외로움에 미치는 영향에서 주관적 소득수준과의 관계를 검증한 연구는 미흡한 실정이다. 식품과 주거 모두 객관적 소득수준과 밀접한 변수라는 점에서 연구의 제한점이 있을 수 있지만, 주관적 소득수준을 통해 분석할 경우 청년이 스스로 인식하는 주관적 계층에 따른 생활의 어려움 등을 파악할 수 있는 것으로 생각된다. 이에 대한 정책적 제언 역시 기존 연구에 비해 풍부하게 논의될 수 있을 것으로 생각한다.
본 연구에서는 서울시 1인가구 청년을 중심으로 살펴보고자 하며, 그 이유는 다음과 같다. 첫째, 30대 1인가구 거주 지역 중 서울이 가장 높게 나타났다(통계청, 2024). 특히 서울은 청년 유출을 걱정하는 다른 지역과 달리 학업, 경력 등의 사유로 청년인구가 유입되는 도시라는 점에서 1인가구 청년의 비중이 높다는 특징을 가지고 있다. 이러한 점에서 서울시에 거주하는 1인가구 청년에 대해 살펴보는 것은 청년을 대표할 수 있는 결과라고 판단하였다. 둘째, 서울은 청년대상 정책을 가장 먼저 시행하고 있다. 2016년부터 1인가구 지원 정책을 실시하였으며 2020년 1인가구 청년의 정서 및 경제적 어려움과 함께 주거생활 등에 대한 지원을 확대하였다는 점에서 본 연구는 추후 청년 정책의 자료로 활용될 수 있다.
Ⅲ. 연구 방법
본 연구는 1인가구 청년의 주거환경이 주관적 건강인 외로움에 미치는 영향에서 식품미보장이 매개하는지 실증적으로 분석하고자 한다. 연구모형에서 네모로 표시된 것은 단일지표 문항에 해당하며 주거환경, 외로움, 식품미보장과 같이 타원형으로 표현된 것은 다항지표를 나타낸다.
본 연구 목적을 달성하기 위한 연구가설과 연구모형은 다음과 같다.
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[연구가설 1] 1인가구 청년의 주거환경은 외로움에 영향을 미칠 것이다.
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[연구가설 2] 1인가구 청년의 식품미보장은 주거환경이 외로움에 미치는 영향을 매개할 것이다.
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[연구가설 3] 1인가구 청년의 주관적 소득수준은 식품미보장이 주거환경과 외로움과의 매개 관계를 조절할 것이다.
1. 연구자료 및 대상
분석을 위해 본 연구에서는 2022년 서울청년패널조사 자료를 활용하였다. 서울청년패널조사(Seoul Young Adult Panel Study, SYPS)는 지자체에서 수행하는 최초의 패널조사로 서울에 거주하는 청년 삶의 실태 파악을 통해 서울 청년의 행복 증진을 위한 자료로 활용된다. 패널조사는 2022년 8월 20일부터 2022년 12월 29일까지 진행되었으며, 조사방법은 전면 비대면 조사로 진행되었다. 표본추출은 집계구를 활용하였으며 최종 유효표본 5,265명 중 군복무 등의 상황으로 제외된 위성패널 182명을 제외하고 1인가구 응답자 1,739 중 가구 월평균 소득을 묻는 문항에 대해 불성실한 응답자 25명을 제외하여, 식품미보장의 2문항에 대해 모름이라고 답한 대상자 89표본과 77표본을 제외한 총 1,622명을 최종 연구대상으로 설정하였다.
2. 측정도구
가. 종속변수: 외로움
UCLA(University of California, Los Angeles)에서 개발한 외로움 평가 척도를 우리나라에 맞게 번역한 한국형 UCLA 외로움 척도 평가 지표로 측정하였다. UCLA 외로움 척도는 관계적 결핍과 그에 대한 주관적 평가에 대한 내용을 토대로 구성되어 있으며 국내 연구에서 가장 많이 사용되고 있는 척도이다.
총 20가지 문항을 4점 척도로 측정하였으며 (1=전혀 그렇지 않다. 2=별로 그렇지 않다 3=가끔 그런편이다. 4=항상 그렇다), 20문항 중 9문항을 역문항 처리하였다. 요인분석을 통해 문항묶음을 실시하였으며 3개의 관측변수를 통해 잠재변수를 만들어 구조모형과 매개효과를 측정하였다. 원 척도의 문항 간 신뢰도는 Cronbach’ α=.942 로 나타났다.
하위요인 1은 개인과 사회에 대한 관계에서의 고립을 나타내는 요인으로 ‘나와 같이 있어 줄 사람이 부족하다’, ‘도움을 청할 사람이 아무도 없다’,‘나는 혼자라고 생각한다’,‘나는 더 이상 어느 누구와도 가깝지 않다고 생각한다’, ‘나의 관심사와 의견이 주위 사람들과 공유되지 못한다’, ‘혼자 남겨진 것 같은 기분이 든다’, ‘나는 사람들과의 관계는 의미 없다고 생각한다’, ‘누구도 나를 진정으로 아는 사람은 없다고 생각한다’, ‘나는 사람들 사이에서 고립되어 있다고 생각한다’, ‘내 주위에 사람들은 있지만 나와 함께 할 사람은 없다고 생각한다’에 대한 문항묶음을 실시하였다.
하위요인 2는 자신과 타인에 대한 관계에 대한 내용을 포함하는 문항인 ‘역)나는 주위 사람들과 조화를 이룬다’, ‘역)나는 친구들 안에 속해있다’, ‘역)나는 주위 사람들과 공통점이 많다’, ‘역)나는 주위사람에게 사교적이고 친근하게 다가간다’, ‘역)나는 주위사람들과 가깝다고 생각한다’, ‘역)내가 원할 때 같이 있어 줄 사람을 찾을 수 있다’, ‘역)나와 대화를 나눌 수 있는 사람이 있다’, ‘역)내가 의지할만한 사람이 있다’에 대해 문항묶음을 실시하였다.
하위요인 3은 ‘나는 수줍음을 잘 탄다’ 단일 문항으로 연구에 사용하였다.
나. 독립변수: 주거환경
본 연구에서 사용된 독립변수인 주거환경은 서울연구원에서 조사한 설문지 내용을 기반으로 하였다. 총 9가지 문항으로, 본 연구에서는 집의 구조물(1), 집의 환경 상태(4문항), 재난재해(4문항)으로 문항묶음 후 3가지의 관측변수를 통해 잠재변수를 만들어 분석하였다. 본 연구에서의 문항 묶음 전 Cronbach’ α는 .867으로 나타났다. 측정은 5점 척도인 1=전혀 동의하지 않는다. 2=별로 동의하지 않는다. 3=보통이다. 4=어느 정도 동의한다. 5=매우 동의한다로 측정하였다.
다. 매개변수: 식품미보장
서울청년패널조사(SYS)에서는 ‘미국 간략형 식품보장 서베이 모듈(6 item short form US-HFSSM)의 6문항을 번역한 한국형 식품보장 척도(Korean Household Food Security Survey Module, K-HFSS)중 경제적 어려움으로 인한 식생활 결핍과 관련된 2문항을 조사하였다. 이에 본 연구에서는 해당 2문항을 식품미보장 척도로 사용하였다. 구체적으로 ‘경제적인 어려움 때문에 먹을 것이 떨어졌는데도 더 살 돈이 없었다’, ‘먹을 것을 살 돈이 없어서 균형 잡힌 식단(다양한 식품을 충분한 양으로)을 할 수 없었다’. 2문항에 대해 1=자주 그렇다, 2=가끔 그렇다 3=전혀 그렇지 않다 4=모름/거부 중 4번 모름/거부로 응답한 경우를 제외하고, ‘전혀 그렇지 않다’를 0으로, ‘가끔 그렇다’를 1로, ‘자주그렇다’를 2로 재코딩한 후 측정하였다. 본 연구에서 사용한 식품미보장에 대한 문항의 신뢰도는 Cronbach’α=.811로 확인되었다.
마. 통제변수
본 연구에서는 청년의 외로움에 영향을 미칠 수 있는 개인적 요인과 사회적 요인을 고려하여 성별, 연령, 최종학력, 경제활동상태, 배우자 유무, 부채(일반, 주택)여부, 주관적 건강, 가구총소득(월)으로 설정하였다. 연령은 연속형 변수로, 성별은 남=0, 여=1, 배우자 유무는 0=배우자 없음(사별, 이혼, 미혼), 1=배우자 있음(사실혼, 법률혼)으로 재코딩하였으며, 경제활동상태는 1=취업, 0=실업(실업, 재학, 비취업 비재학)으로 재코딩 하였으며, 부채여부는 1=있다, 0=없다로, 주관적 건강은 1점에서 5점으로, 가구 월평균 소득은 로그변환 후 분석에 사용하였다. 선행연구에 따라 낮은 소득(최진환, 박정윤, 2024), 학자금 대출, 생활비 대출과 같은 부채가 청년의 외로움에 영향을 미친다는 연구결과(Walsemann et al., 2015)를 참고하여 본 연구에서는 통제변수에 평균 월 소득 변수와 자산변수를 추가하였다.
3. 분석방법
자료의 분석을 위해 SPSS 23.0와 MPLUS 8.11, SPSS PROCESS Macro(ver. 4.2)프로그램을 활용하여 분석을 진행하였다. 구체적인 분석 방법은 다음과 같다. 첫째, 연구 대상자 1,622명의 인구사회학적 특성과 주요변수들에 대한 관계를 살펴보기 위하여 SPSS 23.0을 사용하여 기술통계분석과 상관관계 분석을 실시하였다. 기술통계분석에서 비연속형 변수들은 빈도와 퍼센트로 표현하고, 연속형 변수들은 평균과 표준편차를 사용하였다. 상관관계분석은 본 연구의 변수들에 해당하는 종속, 독립, 매개변수에 대해 피어슨 상관관계 분석을 실시하였다.
본 연구에서는 구조방정식 모델(Structural Equation Model, SEM)을 사용하여 식품미보장의 매개효과를 검증하기 위해 구조방정식 모델과 부트스트래핑(Bootstrapping)분석을 시행하였다. 2단계 접근법을 사용하여 1단계에서는 잠재변수들의 측정모형에 대한 검증을 실시하고, 2단계에서는 잠재변수들 간의 관계에 대해 구조모형 분석을 실시하였다. 또한 청년이 인식하는 주관적 소득수준이 주거환경과 주관적 건강과 식품미보장 간의 관계를 조절하는지 검증하기 위해 SPSS PROCESS Macro(ver. 4.2)를 활용하여 주관적 소득수준에 대한 조절효과를 확인하였다.
구조방정식 모형은 잠재변수 간의 구조관계를 연구하는 하나의 통계모형으로, 요인분석과 회귀분석이 결합된 분석기법이다. 구조방정식은 회귀분석에서 더 발전된 형태로, 회귀분석은 경로분석에 해당한다. 경로분석은 모든 변수들이 측정된 그대로의 점수를 사용함에 따라 측정의 오차(measurement error)를 가정하지 않는 모형이다. 회귀분석에서는 연구자가 생각하는 잠재적 구인이 하나 또는 여러 개의 관찰변수에 의해 완벽하게 측정된다고 가정하고 있지만 인간의 삶과 밀접한 사회과학 연구에서 측정의 오차가 존재하지 않는다는 가정은 비현실적인 가정이다. 따라서 구조방정식에서는 측정오차를 추정하여 구인으로부터 오차를 분리시킨 이후 잠재변수 간 관계를 연구한다. 측정모형 부분에서 측정오차를 분리, 설명함으로써 구조모형에서 변수 간 관계가 보다 명확하게 추정된다(김수영, 2016).
본 연구에서 사용된 변수 중 외로움은 사회과학에서 폭넓게 사용되는 변수로, 그 측정에 있어 SPSS, MPLUS 등 다양하게 사용되고 있지만, SPSS를 통해 측정했을 시 관찰변수의 공통분산을 얻을 수 있지만, MPLUS를 통한 구조방정식을 통해 모형을 측정했을 시 각 관찰변수의 고유분산을 얻을 수 있음에 따라(김수영, 2016), 잠재요인의 효과를 추정할 수 있다.
좀 더 구체적으로, 관찰변수란 각각의 문항을 뜻하는 것으로 자료상에서 확인할 수 있기 때문에 SPSS 등의 통계프로그램에서도 값을 찾을 수 있다. 그에 반해, 잠재변수란 실제 사례를 통해 그 값을 관찰할 수 없으며, 우리가 모형을 통해 만들어 낸 개념적 변수를 가리킨다. 보이지 않는 변수이므로 SPSS를 통해서는 나타나지 않으며 관찰변수를 통해 만들어내고 모형을 추정해야만 그 값을 알 수 있게 된다. 잠재변수를 이용한다는 것은 또 다른 장점으로 이어지는데, 연구가설의 수준과 분석의 수준이 일치하게 된다. 회귀분석을 이용할 때, 연구의 가설은 개념적인 수준에 머물러 있으나 분석의 수준은 측정오차가 포함되어 있는 관찰변수의 수준에 머물러 있는 불일치 문제가, 구조방정식에서는 해소된다.
본 연구의 주요 변수인 외로움과 주거환경에 대해 요인분석을 통해 문항묶음(Item Parceling)을 실시하였다. 외로움 문항의 경우 20개의 문항이, 주거환경에 대해서는 9개의 문항이 사용되었다. 구조방정식에서는 변수의 문항 수가 많을 경우, 그 문항들이 순수하게 하나의 구인만을 나타낸다고 보기 어렵기 때문에(이지현, 김수영, 2016) 구조방정식에서는 문항묶음이라는 방법이 사용된다. 여러 개를 평균을 내어 만든 점수가 개별문항만을 다뤘을 때보다 더 신뢰도가 높으며 안정적인 점수를 확보하기 때문이다. 물론 많은 문항을 사용할수록 전체적인 구인을 잘 대표하는 척도가 될 수 있지만, 하나의 구인을 측정하기 위해서 개별문항 전체를 모두 사용하는 것은 불가능하다(이지현, 김수영, 2016).
구조방정식에서의 문항묶음은 자료를 다루는 중요한 기술로, 잠재변수 기반 구조방정식 모형(SEM)을 사용하는 연구자들 사이에서 다양하게 활용되고 있다(Caplan, 2005). 문항묶음은 측정의 안정성, 신뢰도 및 모형 추정에 있어 안정성을 제공하는 이점이 있다(Matsunaga, 2008). 구체적으로, 개별문항을 그대로 사용하는 것보다 여러 문항을 통합하여 사용하게 되면 지표변수의 신뢰도와 타당도가 증가하며 모형의 적합도가 높아지게 된다(이지현, 김수영, 2016). 하지만 문항묶음의 사용에 대한 명확한 가이드라인이 제시되지 못함에 따라 구조방정식에서의 문항묶음에 대한 연구의 타당성 검증에 대한 연구(맹세호 외, 2018; 이지현, 김수영, 2016), 문항묶음의 장점 및 단점에 대한 연구(Matsunaga, 2008)가 이뤄졌으며 공통적으로 문항묶음은 구조방정식의 모형을 추정하는데 유용한 기법이지만 무비판적인 사용에 대해 주의해야 한다는 점을 확인할 수 있었다. 1)
첫 번째로는 문항묶음을 통한 연구모형 적합도 검사결과가 좋다고 하여 단순 연구자의 모형이 자료를 완전하게 반영한 모형이라는 결론을 내리지 말아야 한다는 점이다. 두 번째로는 문항묶음의 목적이 단순히 모형의 적합도를 높이기 위한 방법 중 하나로 실시되는 것에 대해 경계해야 한다(맹세호 외, 2018; 이지현, 김수영, 2016). 이러한 해석의 오류를 방지하기 위해 문항묶음 전 각각의 개별문항에 대한 이해가 필수적으로 선행된 후 적합한 절차 사용이 요구된다(맹세호 외, 2018; 이지현, 김수영, 2016; Matsunaga, 2008). 이는 문항묶음 시 척도가 가진 본래의 의미가 왜곡될 가능성이 높기 때문에 척도의 요인구조 검증이 필요하며(맹세호 외, 2018), 문항 묶음 전 척도 자체의 신뢰도 확보가 필요하다는 결론을 확인할 수 있다(이지현, 김수영, 2016).
Matsunaga(2008)의 연구에서는 문항묶음 적용이 가능한 경우에 대해 설명하고 있는데, 척도가 이미 단일차원성이 충분히 입증된 경우 그 다음단계에서 잠재변수 간 관계를 분석할 때 문항묶음 사용이 가능하다고 보고 있다. 반대로 새로운 측정도구의 타당성을 입증해야 하는 경우처럼, 척도의 단일차원성이 입증되지 경우에서의 문항묶음은 엄격하게 적용되어야 한다고 보고 있다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구대상자의 특성
연구대상자의 일반적 특성은 아래 <표 1>과 같다. 전체 연구 대상자 중 남성이 47.1%, 여성이 52.9%이고, 연령은 28.49세 정도로 나타났다. 교육수준의 경우 과반의 대상자(61.9%)가 대학교 졸업 이상으로 나타났다. 대상자의 71.5%는 취업상태이며, 28.5%는 학업, 취업준비와 같은 요인으로 실직상태인 것으로 나타났다. 1인가구를 대상으로 하였으나 배우자가 있는 대상이 16명으로 나타났으며, 본 연구에서는 사실혼 관계, 법률혼 관계에서 배우자가 있는 경우를 포함하였다. 주관적 소득수준은 평균 4.73으로 나타났다. 주관적 건강은 3.33으로 나타났다. 부채 유무에 대한 응답 중 일반 부채를 가지고 있는 대상자는 전체의 26.0%, 주택부채의 경우는 37.2%의 대상자가 해당되는 것으로 확인되었다. 가구 월평균 소득의 경우 소득이 전혀 없는 청년부터 월 평균 2,400만원까지 버는 청년까지 편차가 나타남에 따라 로그 변환 후 분석을 시행하였다. 평균 5.24(SD=1012)로 나타났다. 외로움의 경우 평균 2.17점으로 확인되었다. 주거환경에 대한 인식은 평균 3.44(SD=1.27)인 것으로 나타났다. 식품미보장 정도는 평균점이 0.30인 것으로 어려움이 높은 것으로 나타났다.
표 1
연구대상자의 일반적 특성
(N=1,622)
| 변수 | N/Mean | %/SD | |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남성 | 764 | 47.1 |
| 여성 | 858 | 52.9 | |
| 연령 | 28.49 | 3.65 | |
| 최종학력 | 고등학교 졸업 | 436 | 26.9 |
| 전문대 졸업 | 183 | 11.3 | |
| 대학교 졸업 | 887 | 54.7 | |
| 대학원 졸업 | 116 | 7.2 | |
| 경제활동상태 | 취업 | 1160 | 71.5 |
| 실업 | 462 | 28.5 | |
| 배우자 유무 | 배우자 있음 | 16 | 1.0 |
| 배우자 없음 | 1,606 | 99.0 | |
| 주관적 소득수준 | 최하(1) - 최상(10) | 5.24 | 1.12 |
| 주관적 건강 | 전혀 건강하지 않다(1) - 매우 건강하다(5) | 3.33 | .93 |
| 일반부채여부 | 있음 | 422 | 26.0 |
| 없음 | 1200 | 74.0 | |
| 주택부채유무 | 있음 | 603 | 37.2 |
| 없음 | 1,016 | 62.8 | |
| 가구 월 평균 소득 | 로그변환 | 5.24 | 1.12 |
| 외로움 | 2.17 | .54 | |
| 주거환경 | 3.44 | 1.27 | |
| 식품미보장 | .30 | .51 |
2. 주요 변수들의 상관관계
본 연구에서 사용된 주요 변수들 간의 관계를 살펴보면 아래 <표 2>와 같다. 우선 종속변수인 외로움과 독립변수인 주거환경에 대한 관계는 서로 부적 상관관계를 보여주었다. 주거환경이 좋아지면 외로움은 낮아진다는 것을 보여준다. 식품미보장은 외로움과 정의 관계를 보여주는데, 식품미보장으로 인한 어려움이 낮아질수록 외로움 역시 낮아지는 것을 확인할 수 있다. 그 외의 변수로는 여성이 남성에 비해 외로움을 더 잘 느끼는 것으로 나타났다. 연령이 증가할수록 외로움을 더 잘 느끼며 주관적 건강수준이 좋을수록 외로움은 낮아지며 주관적 소득수준이 높을수록, 가구 월 소득이 높을수록 외로움은 낮아지는 것을 확인할 수 있다. 주거환경과 식품미보장에 대한 관계는 서로 부적관계를 가지는 것으로 나타났다. 주거환경이 좋아질수록 식품미보장에 대한 어려움이 감소하는 것을 보여준다.
표 2
주요 변수들간의 상관관계
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
|---|---|---|---|---|
| 1. 외로움 | 1 | |||
| 2. 주거환경 | -.170*** | 1 | ||
| 3. 식품미보장 | .222*** | -.135*** | 1 | |
| 4. 주관적 소득수준 | -.267*** | .195*** | -.372*** | 1 |
3. 구조방정식 모형
가. 측정모형
잠재변수와 관측변수 사이의 관계가 적절하게 설정되었는지 확인적 요인분석을 통해 살펴보았다. 본 연구의 독립변수인 주거환경의 경우 총 3문항을, 종속변수 외로움 3문항, 매개변수인 식품미보장은 2문항을 통해 측정하였다. 두 변수를 중심으로한 측정모형의 적합도는 χ2 (17)=31.904, p=.0155 로 다른 적합도 지수를 함께 함께 고려하여 모델적합도를 확인하였다. (CFI=.997, TLI=.995, RMSEA=.023, SRMR=.022)
측정모형의 요인부하량, 잠재변수들의 분산, 공분산, 그리고 관측변수들의 오차분산 값은 <표 3>과 같다. 표분화 요인부하량을 기준으로 잠재변수인 외로움, 주거환경, 식품미보장에 대해 살펴보면 외로움 3을 제외하고는 모든 관측변수의 요인부하량이 Kline(2011)이 제시하는 기준인 0.7이상으로 수렴타당도를 확보하였다. 세 잠재요인 간의 상관관계는 -0.215, -0.162, 0.361으로 절댓값 기준 0.9보다 적은 값으로 변별타당도를 확보하였다.
표 3
측정모형 모수치
| 모수 | B | S.E | β | |
|---|---|---|---|---|
| 요인부하 | ||||
| 외로움 | 외로움 1 | 1.000 | - | .907 |
| 외로움 2 | .768 | .043 | .821 | |
| 외로움 3 | .0290 | .042 | .203 | |
| 주거환경 | 주거환경 1 | 1.000 | - | .745 |
| 주거환경 2 | .772 | .025 | .819 | |
| 주거환경 3 | .861 | .026 | .783 | |
| 식품미보장 | 식품미보장 1 | 1.000 | - | .794 |
| 식품미보장 2 | 1.454 | .108 | .889 | |
| 요인분산/공분산 | ||||
| 외로움 | .392 | .026 | 1.000 | |
| 주거환경 | 1.719 | .077 | 1.000 | |
| 식품미보장 | .146 | .015 | 1.00 | |
| 주거환경과 외로움 | -.225 | .023 | -.275 | |
| 주거환경과 식품미보장 | -.081 | .016 | -.162 | |
| 식품미보장과 외로움 | .086 | .010 | .361 | |
| 잔차분산 | ||||
| 외로움 1 | .085 | .022 | .178 | |
| 외로움 2 | .112 | .014 | .326 | |
| 외로움 3 | .768 | .023 | .959 | |
| 주거환경 1 | 1.378 | .073 | .445 | |
| 주거환경 2 | .501 | .037 | .329 | |
| 주거환경 3 | .805 | .05 | .387 | |
| 식품미보장 1 | .086 | .011 | .370 | |
| 식품미보장 2 | .082 | .022 | .210 |
나. 구조모형
본 연구에서 사용된 독립변수, 매개변수, 그리고 종속변수의 구조모형에 대한 분석결과는 아래의 <표 4>와 같다. 우선 전체적인 모형의 적합도는 카이제곱값 χ2 (80)=408.162, p<.001에서 유의하게 나타났으나 카이제곱 값은 표본 수에 민감하게 영향을 받기 때문에 본 연구와 같이 표본 수가 큰 이차자료를 활용하는 경우 다른 적합도 지수를 함께 함께 고려하여 모델적합도를 확인하였다(CFI=.936 TLI=.920 RMSEA=.050 SRMR=.064).
표 4
구조모형 모수치
| 경로계수 | B | S.E | β |
|---|---|---|---|
| 독립변수 → 종속변수 | |||
| 주거환경 → 외로움 | -.067 | .012 | -.147*** |
| 독립변수 → 매개변수 | |||
| 주거환경 → 식품미보장 | -.049 | .010 | -.164*** |
| 매개변수 → 종속변수 | |||
| 식품미보장 → 외로움 | .368 | .050 | .241*** |
| 통제변수 → 종속변수 | |||
| 성별 → 외로움 | .088 | .033 | .074** |
| 연령 → 외로움 | .034 | .005 | .206*** |
| 최종학력 → 외로움 | -.053 | .017 | -.086** |
| 경제활동상태 → 외로움 | .013 | .014 | .023 |
| 경제활동상태 → 외로움 | .088 | .185 | .015 |
| 주관적 건강 → 외로움 | -.227 | .017 | -.327*** |
| 일반부채 유무 → 외로움 | -.036 | .034 | -.027 |
| 주택부채 유무 → 외로움 | -.036 | .031 | -.029 |
| 가구 월소득 → 외로움 | .005 | .014 | .010 |
| 독립(외생)변수의 분산 | |||
| 외로움 | .259 | .018 | .731*** |
| 주거환경 | 1.719 | .077 | 1.000 |
| 식품미보장 | .148 | .016 | .973*** |
| 분산 | |||
| 외로움 1 | .096 | .017 | .213*** |
| 외로움 2 | .105 | .011 | .321** |
| 외로움 3 | .767 | .023 | .960*** |
| 주거환경 1 | 1.377 | .074 | .445*** |
| 주거환경 2 | .499 | .038 | .327*** |
| 주거환경3 | .809 | .052 | .389*** |
| 식품미보장 1 | .079 | .013 | .343*** |
| 식품미보장 2 | .094 | .027 | .242*** |
| 설명력(R2) | |||
| 외로움 | .269*** | .023 | |
| 식품미보장 | .027** | .010 |
독립변수인 주거환경이 종속변수인 외로움에 미치는 영향을 살펴보면 주거환경이 좋을수록 외로움은 유의미하게 낮아지는 것으로 나타났다(B=-.067, p<.001). 독립변수인 주거환경이 매개변수에 미치는 영향을 살펴보면 주거환경이 좋을수록 식품미보장에 미치는 영향력은 유의미하게 낮아지는 것으로 나타났다(B=-.049, p<.001). 다음으로 매개변수인 식품미보장이 종속변수인 외로움에 미치는 영향도 식품미보장이 높을수록 외로움 역시 유의미하게 높아지는 것으로 나타났다(B=.368, p<.001).
본 연구에서는 1인가구 청년의 외로움에 영향을 미칠 수 있는 성별, 연령, 최종학력, 경제활동상태, 배우자 유무, 부채 유무, 주관적 건강상태, 주관적 소득수준, 가구 월소득을 통제변수에 포함시켜 분석하였다. 이 가운데 성별(B=.088, p<.001), 연령(B=.034, p<.001), 최종학력(B=-.053, p<.05), 주관적 건강(B=-.227, p<.001)이 외로움을 유의미하게 예측하였다. 즉 여성일수록, 연령이 높을수록, 학력이 낮을수록, 주관적 건강이 낮을수록 외로움이 높은 것으로 나타났다. 본 연구의 구조방정식 모형을 통해서는 외로움 총 분산의 26.9%(R2=.269), 식품미보장은 2.7%(R2=.027)를 설명하는 것으로 나타났다.
4. 매개효과
본 연구에서 식생활 어려움의 매개효과 분석은 부트스트래핑 방식으로 실시하였다. 총 5,000회의 재표집 과정을 통해 모수를 추정하였다. 매개효과에 대한 분석결과는 <표 5> 에 제시하였다. 식품미보장은 1인가구 청년의 주거환경과 외로움 사이의 관계를 유의미하게 매개하는 것으로 나타났다(B=-.018, p=.000). 95% 유의수준에서 신뢰구간을 통한 검증에서도 0을 포함하고 있지 않아 통계적으로 유의함을 알 수 있다. 또한 객관적 소득수준과 자산변수를 제거한 후 매개효과를 검증했을때에도 매개효과는 유의한 것으로 확인되었다. 구조모형의 모형적합도는 RMSEA=.055, CFI=.942, TLI=.926, SRMR=.066으로 나타났으며 총 효과는 B=-.087, p=.000, 간접효과 B=-.0 18, p=.000이며, 95%의 신뢰수준에서도 모두 0을 포함하지 않은 것으로 확인되었다. 이 외에, 외로움 점수를 단순 합산으로 처리하여 1개의 변수 측정하여 매개효과를 검증했을 때도, 매개효과는 유의한 것으로 확인되었다 (총 효과: B=-.184(SE=.025) β=-.184 , p=.000, 간접효과 B=-.054(SE=.010) β=-.054 p=.000)
표 5
부트스트래핑 매개효과 검증
| 경로 | B | S.E | β | 신뢰구간 (95%) |
|---|---|---|---|---|
| 간접효과 | ||||
| 주거환경 → 식품미보장 → 외로움 | -.018 | .004 | -.039*** | [-.027 -.011] |
| 직접효과 | ||||
| 주거환경 → 외로움 | -.067 | .012 | -.147*** | [-.091 -.044] |
| 총효과(TOTAL) | -.085 | .013 | -.186*** | [-.110 -.061] |
5. 주관적 소득수준에 따른 조건부 효과
1인가구 청년의 주거환경과 외로움의 관계에서 식생활 어려움의 매개효과를 주관적 소득수준이 조절 매개하는지 검증하기 위해 PROCESS Macro를 이용하여 부트스트래핑 5,000회 지정 및 신뢰구간 95%를 설정하여 조절매개효과를 검증하였다. 식품미보장 매개효과에 대한 주관적 소득수준의 조절된 매개효과는 <표 6>과 같다. 소득수준에 따라 매개효과 크기가 달라지는 것이 통계적으로 확인되었다(Index=.0019, CI= [.0003 .0038]). 높은 집단 M+1SD(6.5960)에서는 주거환경과 식생활 어려움에 미치는 영향이 유의하지 않았지만, 소득수준이 낮은 집단 M-1SD(2.8664)에서 95%의 신뢰구간을 검증한 결과 0을 포함하고 있지 않아, 주거환경이 외로움에 미치는 영향은 식품미보장을 매개로 유의한 것을 확인할 수 있다. 주관적 소득수준이 평균 M(4.7312)의 경우 신뢰구간 상한이 0.000으로 평균 소득 수준에서 주거환경의 간접효과가 유의미하지 않는 것으로 해석한다.
표 6
주거환경과 외로움 관계에서 식품미보장 매개효과에 대한 주관적 소득수준의 조절된 매개효과 검증
| 조건부 간접효과 | β | S.E | 신뢰구간 (95%) |
|---|---|---|---|
| M-1SD(2.8664) | -.0060 | .0026 | [-.0117 -.0016] |
| M(4.7312) | -.0025 | .0014 | [-.0057 .0000] |
| M+1SD(6.5960) | .0010 | .0018 | [-.0023 .0048] |
Ⅴ. 결론 및 제언
본 연구는 1인가구 청년이 인식하는 주거환경이 외로움에 어떠한 영향을 미치는지, 그리고 주거환경과 외로움의 관계에서 식품미보장은 매개효과를 가지는지 실증적으로 분석하였으며 주관적 소득수준에 따른 매개효과 차이를 검증하였다. 주요 연구가설에 대한 검증결과는 다음과 같다.
첫째, 1인가구 청년의 주거환경은 외로움에 영향을 미칠 것이다라는 가설은 본 연구에 의해 지지되었다. 이는 기존 선행연구 중 청년의 주거문제는 정신적 어려움에 영향을 미친다는 연구와 일부 맥락을 같이한다고 볼 수 있다. 국내 연구 중 주거환경과 외로움과의 관계를 살펴본 연구는 찾아보기 어려웠으며, 유사연구로 주거환경, 주거불안, 주거만족도가 청년의 정신적 건강에 어려움을 미친다는 연구가 진행되었다(김윤민, 2024; 김지영, 정문기, 2025; 이태형, 윤성원, 2023; 이연숙 외, 2015, 이은정 외, 2024, 김영주, 곽인경, 2020). 연구를 통해 청년들의 주거환경으로 인한 고립감, 사회와의 단절감과 같은 정서적 어려움을 경험한다는 연구결과를 확인할 수 있었다.
둘째, 1인가구 청년의 식품미보장은 주거환경이 외로움에 미치는 영향을 매개할 것이다라는 가설은 본 연구에 의해 지지되었다. 부트스트래핑 방식을 통해 매개효과의 통계적 유의성을 검증한 결과 주거환경이 열악할수록 식품미충족 상태가 높으며, 결과적으로 외로움을 심화시키는데 매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 앞서 주거환경의 열악함을 연구한 내용 중 주거환경 변화에 따라 식사에 대한 개념이 변화되었다는 연구(김윤민, 2024), 식품미충족이 외로움을 포함한 다양한 정신건강에 영향을 미친다는 연구(김유진 외, 2022; Park & Berkowitz, 2024; 양다연 외, 2025)와 일부 일치한다.
셋째, 1인가구 청년의 주관적 소득수준은 식품미보장이 주거환경과 외로움과의 매개관계를 조절할 것이라는 가설은 본 연구에 의해 지지되었다. 청년의 외로움에 영향을 미치는 식품미충족이 주관적 소득수준에 따라 조절되는 조건부적(Conditional) 효과가 나타남을 가리킨다. 구체적으로 식품미충족이 주거환경과 외로움에 미치는 간접효과는 주관적 소득수준을 낮게 인식하는 청년들에게 두드러지게 나타났다. 이러한 조절매개효과는 1인가구 청년이 자신의 소득수준을 낮게 인식함에 따라 경험하는 어려움을 확인할 수 있다는데 의의가 있다. 이러한 연구결과를 통해 청년들의 생활에서 경험되는 불평등 요소를 파악하고 이에 대한 실질적 대안 마련이 가능한 정책제언이 가능하다.
1인가구 청년에게 주거는 자신의 경제적, 사회적 지위의 한계를 현실적으로 느끼는 공간이며, 이로 인해 나타나는 생활의 어려움은 박탈과 고립, 단절로 인한 외로움으로 이어짐을 알 수 있다. 이러한 측면에서 현재의 1인가구 청년을 대상으로 한 주거정책이 지자체별로 다양한 형태로 제공되고 있는 것은 고무적이다. 주거정책 중 하나인 공공임대주택의 경우 주거환경이나 접근성 면에서 제공기관에 따른 차이로 인한 이용의 불편함이 있지만(김지영, 정문기, 2025), 공공임대주택 이용은 주거만족도를 높이며 삶의 만족도에 영향을 미친다는 점이 보고된다. 하지만 대상자가 한정되어 있음에 따라 이용하지 못하는 청년들이 많은 것으로 확인된다. 주거프로그램의 효과성에 대해 연구한 김지영, 정문기(2025)의 연구에 따르면 청년들은 주거지원에 있어 현금 지원을 선호하고 있는데 이는 기존에 공공임대주택의 대상자가 한정됨에 따라 미선정에 따른 불안을 해소할 수 있으며 스스로 주거지역을 선택 할 수 있다는 점에서 선호도가 높게 나타났다고 해석할 수 있다(김지영, 정문기, 2025). 현금성 지원, 임대주택 지원, 대출지원 등 다양한 방법으로 청년이 경험하는 주거문제 해결이 시급하다.
하지만 주거정책은 예산 확보, 주거지 선정과 같은 과정이 필수적임에 따라 단기적으로 해결하기 어려운 한계를 가지고 있다. 그렇다면 현재 주거난을 경험하고 있는 1인가구 청년의 생활은 어떻게 개선되어야 할 것인가라는 질문을 가지게 된다. 본 연구는 이에 대해 식품미보장과 주관적 소득수준을 그 대안으로 두고 정책 제언을 하고자 한다. 연구가설 3은 사회양극화, 불평등과 같은 요소들이 자신의 생활에 침투된 경험을 가진 청년들의 주관적 계층의식을 높여줄 수 있는 매개체가 필요하다는 점을 시사해준다. 궁극적으로 주거환경을 개선하는 정책이 마련되어야 하겠지만, 사회불평등이 심각해지고 있는 현재 주거환경에서 오는 차이는 좁혀지기 어려우며 이에 따른 사회격차는 계속해서 벌어질 것이다. 이는 개인이 사회적 관계에서 느끼는 빈곤의 속성에 따른 현상으로, 환경이 개선되더라도 자신이 주관적 소득수준을 항상 낮게 평가하며, 빈곤하다고 느끼게 된다(Wilkinson & Pickett, 2019). 주거환경에 대한 변화와 함께 청년들이 사회관계에서 빈곤을 경험하지 않게 하는 지점이 필요하다.
Sahlins(2003)의 석기시대 경제학(Stone Age Economics)에서 호혜성과 부는 밀접하게 연관되어 있으며, 식량부족에 대한 취약성은 지역공동체에서 지속적인 나눔의 관습을 제도함으로써 해소될 수 있다고 보고 있다. 식량의 교환은 서로의 관계를 공고하게 만드는 주요 수단으로 보고 있으며 공동식사 행위는 이를 잘 표현하는 행위라고 설명하고 있다. 1인가구 청년은 식품구입에 있어서도 혼자 식재료를 사용하기에 양이 많거나, 버리게 될 것 같다는 이유로 식품구입에 어려움을 경험한다. 이는 이미 식품구입에 있어서 교환할 수 없는 상황, 나눌 대상이 부재함에 따라 느껴지는 식재료의 부담이라는 점에서, 청년을 대상으로 한 식품지원 정책은 구매에서부터 지원이 필요할 것으로 보인다. 이는 공동구매 플랫폼, 푸드마켓의 지원과 같은 네트워크 활성화를 통해 어려움을 해소할 수 있을 것으로 생각된다. 현재도 일부 SNS에서는 지역 안에서의 공동구매 네트워크를 형성을 통해 식품비 부담을 줄이는 것으로 확인된다.
또한 식품조리를 할 수 있는 공동주방, 공유식사와 같은 활동이 지원이 필요하다. 이는 고시원, 옥탑방, 좁은 원룸에서 생활하는 청년들에게 주거 외에 식사를 할 수 있는 장소 제공을 통해 음식을 만들고 나누는 시간을 보낼 수 있을 것으로 생각된다. 이는 앞서 Sahlins(2003)이 제시했던 것처럼, 사회적 관계망을 회복하고 정서적 안정감을 높일 수 있을 것으로 생각한다. 추가적으로 현재 몇몇 대학에서 추진되고 있는 천원의 아침밥 정책은 청년들에게 건강한 식생활 확산과 쌀 소비량을 높이기 위해 추진된 정책으로, 만족도가 높지만 지속성에 어려움이 있는 것으로 확인되었다. 이러한 한계를 지역사회와 협력해 식재료 제공 및 운영 지원 체계 구축이 이루어진다면 1인가구 청년 지원 정책에 좋은 모델이 될 것으로 예상한다.
본 연구는 1인가구 청년의 외로움에 대해 기존 연구에서 논의되지 않았던 생활요인 중 하나인 주거와 식생활 측면에서 탐구했다는 데 의의가 있다. 하지만 이러한 의의에도 불구하고 2차 자료의 특성상 식품미보장의 변수에서 이론적 배경으로 제시한 식품미보장 개념을 모두 포괄하지 못하는 한계점을 갖는다. 두가지 문항 모두 경제적 여건에 대한 식품미보장 정도를 측정함에 따라 이미 질문 내부에 경제적 여건이 포함되어 있다. 추후 청년을 대상으로 하는 연구에서 식품미충족의 개념을 충분하게 다룰 수 있는 연구가 필요하다.
Notes
본 연구에서 사용된 외로움의 변수를 사용한 양다연, 허예진, 이정미(2025)의 청년 1인가구의 식품미보장과 외로움 간의 관계에 대한 연구, 최진환, 박정윤(2024)의 청년 1인가구의 외로움에 영향을 미치는 변인에 관한 연구에서는 구조방정식을 사용하지 않고, SPSS를 이용하여 20개 문항에 대해 합산한 값을 사용하였다. 모형의 적합성 등에 대한 신뢰도를 위해, 외로움 20개 문항을 한 개의 변수로 설정한 뒤 모델적합도 검증을 실시하였다. 측정모형의 적합도는(식품미충족과, 주거환경 변수만을 대상으로 함) χ2 (4)=1.338, p=.8549 로 적합한 것으로 나타났다(CFI=1.000, TLI=1.000, RMSEA=.000, SRMR=.003)과 구조모형 적합도는 χ2 (52)=321.266, p=.000으로 다른 적합도 지수를 함께 함께 고려하여 모델 적합도를 확인하였다. (CFI=.924, TLI=.899, RMSEA=.057, SRMR=.069).
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